基于陜西省研究進口貿易商品結構與經濟增長

該文采取的1991—2011年的數據，對陜西省進口商品結構與經濟增長的關系進行了實證分析，結果發現：陜西省進口貿易對經濟增長之間存在著相互因果關系；短期內初級產品進口對經濟作用較大，而工業制成品的進口由于不能形成相應的生產能力，對于經濟的貢獻不明顯，但是隨著時間的加長，工業制成品進口對經濟增長的作用明顯增加。

一、文獻綜述

對外貿易與經濟增長關系一直是經濟研究中的熱點問題。但是長期以來關于對外貿易與經濟增長關系的文獻往往只注重分析出口和經濟增長的關系。有關進口貿易與經濟增長的關系的相關文獻，直到二十世紀80年代中期才逐漸增多。這類研究大多基于新貿易和增長理論，采用實證分析的方法。

Romer（1993）利用76個發展中國家1960年的截面數據分析了機器和設備進口對生產的影響，發現機器和設備進口對與經濟增長有重要作用。Lee（1994）據新貿易理論和經濟增長理論，認為一國國內含有先進技術的進出口投入到國內生產，可以直接提高既有生產函數的效率，進而導致經濟增長。Coe and Helpman（1995）研究證明進口資本品可以提高本國的生產率，加速本國資本的形成，從而促進經濟增長。WerZ（2004）根據貿易品中的技術密度的不同將貿易品分為高、中等和低技術密集品。認為進口高技術密集品可以通過技術溢出促進本國經濟增長。

二十世紀90年代中后期，國內學者也逐步將注意力集中于進口貿易與經濟增長的關系。佟家棟（1995）較早探討了進口貿易和經濟增長之間的關系，認為不同時期的進口對經濟增長的貢獻不同，但總體上進口與經濟增長之間呈正向關系；并認為進口對經濟增長的積極作用來源于良好的進口產品結構的選擇。孫景家（2010）本文通過對江蘇省1990-2007年國內生產總值（GDP）、初級產品進口和工業制成品進口三類數據的研究，利用協整檢驗等工具分析得出進口貿易特別是工業制成品進口對經濟增長有促進作用，進口貿易和經濟增長之間存在著長期穩定的關系。

二、 陜西進口貿易結構和經濟發展的現狀

（一）進口貿易商品結構逐步合理

1997年到2004年陜西省初級產品進口占進口貿易的比重比較小，不到10%，工業制成品進口的比重最低也達到94.8%。2005年到2007年，陜西省初級產品進口占進口貿易比重猛增，2005年初級產品進口額為1.66億美元，與2004年相比增加了1.44億美元，增加了7.5倍；2012年，陜西省進口貿易總額為61.5億美元，與去年相比減少了14.6美元，減少了19.2%，其中初級產品進口額僅為0.7億美元，占進口貿易的比重為12%；工業制成品進口額為54.1億美元。

（二）經濟總量不斷增長

自1985年以來，陜西省經濟總量取得了高速發展。1985年，陜西省的生產總值僅為180.87億元，到2010年已達10021億元，是1985年的55倍。2008年，受美國危機影響，陜西省經濟增長速度有所減慢，是13.6%，低于2008年的16.4%。2012年全年GDP達到14451.2億元，比上年增長了12.9%，比全國平均水平（7.8%）高出4.1個百分點，人均GDP為38557元。

（三）進口貿易商品結構與經濟增長的協整檢驗

本文對陜西省工業制成品進口占進口貿易比重（IIM）、初級產品進口占進口貿易比重（FIM）和陜西省人均生產總值（GDP）進行協整檢驗。本文采取的1991年—2010年的原始數據均來自于1991年—2011年《陜西統計年鑒》。陜西省生產總值以1991年為基期，該文原載于中國社會科學院文獻信息中心主辦的《環球市場信息導報》雜志http：//www.ems86.com總第528期2013年第47期-----轉載須注名來源按照當年的陜西省居民消費物價指數進行了平減，以實際值進行統計檢驗。為了消除時間序列經濟數據中存在的異方差出現，本章對所有變量的實際值均取了自然對數，經處理后的數據均不影響原序列的相關性和協整關系。本文所有實證結果都使用Eview6.0統計軟件進行。

1單根檢驗

在對時間序列進行建模時，首先要考慮時間序列的平穩性，而很多時候時間序列是非平穩的，現在的主流檢驗時間序列的平穩性的方法是單根檢驗。本文通過ADF方法對lnPIM、lnIIM、lnGRP及其差分進行序列進行的單根檢驗。

由表1可知，變量lnPIM、lnIIM的水平序列是非平穩的，lnGRP的水平序列是平穩的，lnPIM、lnIIM的一階差分不平穩，，所以這些變量之間肯能存在協整關系，可以做協整分析。

2.協整檢驗

本文采用EG法對變量進行協整分析。綜合單根檢驗的結果可知，變量lnPIM、lnIIM、lnGRP序列或它們的一差分都是單整序列，可以用OLS法進行協整回歸，得的協整方程如下：

（1）

T：（10.16818） （2.395564） （4.582672）

，F=121.3941

如果變量序列lnGRP、lnPIM、lnIIM存在協整關系，則模型估計（1）的殘差序列E應具有平穩性，對殘差進行單根檢驗，ADF檢驗的結果如表3。

由表3可知，殘差序列E的ADF檢驗統計了為-3.917555，大于1%顯著水平的臨界值（-5.295384），但小于5%的顯著水平臨界值（-4.008157），因此，可以認為估計殘差序列E為平穩序列，這說明lnGRP、lnPIM、lnIIM之間存在協整關系，而且是唯一的。協整關系所對應的長期方程式（1）所示，此方程表示的變量lnGRP、lnPIM、lnIIM之間的關系符合國際貿易理論。陜西省地區經濟發展與全國及國外發達地區相比較還存在一定的差距，產品技術含量低，但陜西地區資源豐富。與初級產品進口相比較，工業制成品等技術含量較高的產品的進口對經濟增長貢獻大。如方程所示，工業制成品每增加以單位，經濟將增長0.530612個單位，而初級產品每增加一個單位的進口，經濟僅增長0.14714個單位。

3.因果關系檢驗

由于變量之間協整關系的存在，可以對它們進行Granger因果關系檢驗。本文根據赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數為2，對各變量的Granger因果關系檢驗如表3所示。

從表中可以看出，在5%顯著性水平上，經濟增長是初級產品和工業制成品增加的格蘭杰原因；而工業制成品的進口和初級產品的進口都不是經濟增長的Granger原因，這說明我國經濟增長有助于解釋工業制成品及初級產品的進口。同時，工業制成品進口的增加是初級產品的增加的格蘭杰原因，而初級產品增加也是工業制成品增加的格蘭杰原因，它們互為Granger原因，即存在雙向的因果關系。

4.誤差修正模型

變量之間的長期均衡關系通過協整檢驗已經確定，短期內表現變量間由非均衡向均衡調整的過程可以引入誤差修正項的VER誤差修正模型來實現，以分析各變量間的短期動態情況。在短期內，經濟增長的滯后效應相當明顯，統計量顯示。滯后一期初級產品的進口對GRP的增長具有促進作用，而滯后2、3期以后，開始抑制經濟增長，但等到4期以后又開始對經濟增長做貢獻。工業制成品進口在滯后1、2、3期都會抑制經濟增長，而滯后4期才開始促進經濟增長。這說明短期內工業制成品的進口由于不能形成相應的生產能力，對于經濟的貢獻為負，但隨著時間加長，滯后4期正面效應開始凸顯，這主要是因為進口工業制成品的技術外溢效應開始出現，從而推動經濟增長，而初級產品的進口只能是增加要素的供給，沒有技術外溢效應，因而對經濟增長的作用不太穩定。從第三行的關于經濟增長對工業制成品及初級產品的進口的短期影響來看，統計量大部分顯著，這說明在短期內，經濟增長對工業制成品及初級產品的進口具有明顯的滯后效應。

四、結論

本節采取協整檢驗和誤差修正模型，對陜西省進口貿易結構與經濟增長關系進行了實證分析，得到如下結論：

第一，從長期來看，初級產品及工業制成品進口都對經濟增長有促進作用。工業制成品進口對經濟的拉動作用大于初級產品進口。初級產品進口能增加生產要素的供給，進而促進經濟的增長。工業制成品進口不但能直接提高生產能力，而且可以通過技術外溢、產業升級等促進經濟增長。首先，工業制成品的進口，特別是高科技產品的進口直接提高了本國的技術水平，推動產業升級，從而促進地區經濟增長。其次，工業制成品的進口可以產生技術外溢效應。第一，工業制成品的具有競爭效應，可以促使國內企業增加研發投入，促進技術進步。第二，工業制成品的進口還可以深化國家分工，發達國家在人力資本、研發投入方面都具有優勢，可以進行研發，而發展中國家可以直接享受發達國家技術進步的效應，還可以對進口品進行二次創新。

第二，從短期來看，工業制成品的進口由于不能形成相應的生產能力，對于經濟的貢獻為負，但隨著時間加長，滯后4期正面效應開始凸顯，這主要是因為滯后1期工業制成品進口的技術外溢效應還沒有產生，而初級產品進口只能是增加要素的供給，不能產生技術外溢效應，因而在后期對經濟增長具有負面影響。

第三，長期穩定的經濟增長，將會大大提高初級產品及工業制成品進口。經濟的增長對初級產品及工業制成品的需求也在不斷增加。從上文中的Granger因果關系分析中可以看出，工業制成品進口與初級產品進口之間也存在著相互因果的關系。