中國進出口商品結構與經(jīng)濟增長關系實證研究

■ 邊菲斐（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學經(jīng)濟學院 北京 100070）

國內外主要研究成果綜述

與中國進出口貿(mào)易商品結構和經(jīng)濟增長相關的主要研究成果有：在中國進出口貿(mào)易商品結構方面，Pei Changhong等（2012）通過大樣本分析得出結論：一國制成品出口在世界的比重主要由該國人口數(shù)量、人口密度、人口年齡結構、資本形成、經(jīng)濟發(fā)展模式、貿(mào)易成本比較和利潤轉化決定。Tu Kuang等（2012）研究得出外國最終產(chǎn)品企業(yè)尚未開始向國內市場出口產(chǎn)品時，國內投入品價格因關稅減少而迅速大幅下降，由于貿(mào)易自由化國內最終產(chǎn)品企業(yè)的產(chǎn)出和利潤將增加。Dean Judith M.等（2011）認為中國貿(mào)易爆炸性增長歸因于國際生產(chǎn)分割，中國制造業(yè)的特色引起進口投入品趨同及在部門間分配隨貿(mào)易體制而變化。在經(jīng)濟增長研究方面， Fan Gang等（2013）認為更謹慎的宏觀經(jīng)濟政策有助于中國實施增長調整的任務。Ouyang Zhigang等（2010）研究顯示中國在樣本期內通常面臨負向需求擾動和正向供給擾動。

EXR、IMR與 GDP關系的實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)整理和變量選取

本文運用1978-2012年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對中國出口商品結構、進口商品結構與經(jīng)濟增長的相互關系進行實證分析。選取中國國內生產(chǎn)總值GDP來衡量經(jīng)濟增長的發(fā)展變化，中國出口商品結構由當年度工業(yè)制成品出口額和初級產(chǎn)品出口額的比例EXR表示，即；中國進口商品結構由當年度工業(yè)制成品進口額和初級產(chǎn)品進口額的比例IMR表示，即。選取1978-2012年為時間序列區(qū)間，根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中相關數(shù)據(jù)，整理得出相應GDP、EXR和IMR數(shù)據(jù)。本文將GDP、EXR、IMR數(shù)據(jù)分別取對數(shù)，得到變量LNGDP、LNEXR、LNIMR，以保證實證分析中時間序列線性增長，并消除變量的異方差性。

（二）LNGDP、LNEXR、LNIMR的平穩(wěn)性檢驗

首先對LNGDP、LNEXR、LNIMR三個變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，可觀測到LNGDP、LNEX、LNIM是有趨勢的非平穩(wěn)時間序列，而LNGDP、LNEX、LNIM的一階差分序列為平穩(wěn)時間序列，存在協(xié)整關系。對LNGDP、LNEXR、LNIMR三個變量進行ADF單位根檢驗，可得LNGDP、LNEX、LNIM序列均為I（1）序列。

（三）VAR模型的建立及Johansen協(xié)整檢驗

1.建立VAR模型。根據(jù)Akaike Information Criterion（AIC）準則確定LNGDP、LNEXR和LNIMR序列在VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)1 階，同時根據(jù)Schwarz Criterion（SC）準則和Likelihood Ratio（LR）似然比檢驗確定的最優(yōu)滯后階數(shù)也是1階，所以VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)被暫時確定為滯后1階，建立VAR（1）模型方程：

VAR（1）模型特征方程的單位根依次為0.9891、0.9891、0.5266，都在單位圓內。所以序列LNGDP、LNEXR、LNIMR的VAR（1）模型穩(wěn)定，VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。

2.LNGDP、LNEXR、LNIMR序列的Johansan協(xié)整檢驗。在95%置信水平下，三個變量LNGDP、LNEXR、LNIMR之間存在協(xié)整關系，其標準化后的協(xié)整方程為（其中括號中數(shù)字表示標準差，方括號中數(shù)字表示t值）：

根據(jù)協(xié)整方程，在長期條件下中國EXR與GDP呈負相關關系，若其他變量保持不變，EXR每上升1%，GDP將減少約0.82%；IMR與GDP呈正相關關系，若其他變量保持不變，IMR每上升1%，GDP將增加約1.40%。所以長期中EXR的上升對GDP有負向影響作用，IMR的上升則對GDP產(chǎn)生正向拉動作用。

（四）VEC模型估計及格蘭杰因果關系檢驗

由于D（LNGDP）、D（LNEXR）、D（LNIMR）三個變量平穩(wěn)且具有協(xié)整關系，協(xié)整關系式的誤差修正項形式為：

建立VEC模型方程：

其中，D（LNGDP）、D（LNEXR）方程的CointEq1誤差修正項為正，表明中國經(jīng)濟增長和出口商品結構長期中趨于均衡。D（LNIM）CointEq1誤差修正項為負，說明在進口商品結構方面中國短期內處于不均衡狀態(tài)，需要對進口商品結構進行調整，使中國進口商品結構在長期均衡發(fā)展。

Granger因果關系檢驗中，在90%的置信水平D（LNIMR）是D（LNGDP）的Granger原因；中國D（LNGDP）是D（LNEXR）的Granger原因，D（LNIMR）是D（LNEXR）的Granger原因；D（LNGDP）不是D（LNIMR） 的Granger原因，D（LNEXR） 不是D（LNIMR） 的Granger原因的原假設，所以中國EXR和IMR與GDP之間只存在單向Granger原因的關系。

圖1 EXR、IMR與GDP的脈沖響應函數(shù)圖

（五）序列LNGDP、LNEXR和LNIMR的VAR模型的脈沖響應函數(shù)

本文選取1978-2012年序列LNGDP、LNEXR和LNIMR的數(shù)據(jù)分析得出脈沖響應函數(shù)圖，其中響應函數(shù)期數(shù)為34年。圖1（A）、（B）反映了中國進出口商品結構變動對國內經(jīng)濟增長的影響。圖1（C）、（D）反映了GDP的變動對進出口商品結構的影響。

實證結論與評價

（一）Johansen協(xié)整檢驗

根據(jù)中國出口商品結構、進口商品結構與經(jīng)濟增長的協(xié)整檢驗結果，出口商品結構、進口商品結構與經(jīng)濟增長的關系在長期中穩(wěn)定均衡。VEC模型的估計結果顯示，長期中序列LNGDP、LNEXR是均衡的，但序列LNIMR在短期中將會偏離均衡，通過修正后能夠實現(xiàn)長期穩(wěn)定均衡。在出口商品結構方面，由于中國對外貿(mào)政策的調整，抑制了高能耗、高污染及資源性商品出口的過快增長，促進了機電產(chǎn)品、高新技術產(chǎn)品出口，有利于經(jīng)濟穩(wěn)定增長。為著力實施中國進出口平衡發(fā)展的貿(mào)易戰(zhàn)略措施，調整進口商品結構，中國應擴大先進技術設備、關鍵零部件及國內緊缺物資的進口；促進進口便利化，繼續(xù)穩(wěn)定促進出口的政策；在與發(fā)達國家的經(jīng)貿(mào)談判中敦促其放寬對中國的高新技術產(chǎn)品出口限制。

（二）Granger因果關系檢驗

中國出口商品結構與經(jīng)濟增長之間存在單向格蘭杰因果關系，即經(jīng)濟增長是出口商品結構的格蘭杰原因，而出口商品結構不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。這說明中國經(jīng)濟增長對出口商品結構的變化有顯著影響，反之不成立。而中國進口商品結構是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，反之則不成立；同時中國進口商品結構也是出口商品結構的格蘭杰原因，因此中國進口商品結構的變化將對經(jīng)濟增長和出口商品結構的變化產(chǎn)生顯著影響。當前中國出口對經(jīng)濟的促進作用并不顯著。在調整優(yōu)化出口商品結構方面，對具有傳統(tǒng)優(yōu)勢的勞動密集型商品的出口，要增加商品的附加值，擴大技術密集型產(chǎn)品的出口。出口企業(yè)應加快改變低成品低價格競爭模式，形成新型核心競爭力，提高綜合競爭力，實施以質取勝戰(zhàn)略，增強出口產(chǎn)品競爭力。完善服務貿(mào)易法規(guī)和服務貿(mào)易平臺，加快文化、軟件、動漫、工程設計等服務的出口，引進和培養(yǎng)相關領域的高端人才。中國進口商品結構的變化對出口商品結構和經(jīng)濟增長的變化具有顯著影響，為優(yōu)化進口商品結構，積極開拓國際市場，應實施市場多元化戰(zhàn)略，保持美國、歐盟和日本等傳統(tǒng)市場的同時，加快開發(fā)南亞、中亞、中東、非洲、拉美、中東歐等新興市場，進一步落實和完善對中小企業(yè)進口信貸的支持。

（三）脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)圖1（A）顯示，在時間序列區(qū)間為1978-2012年，中國出口商品結構對經(jīng)濟增長貫穿30多年的樣本區(qū)間，其沖擊具有長期性，并且出口商品結構對經(jīng)濟增長的正向沖擊持續(xù)時間較長，除第5期到第10期為負向沖擊外，均為正向沖擊；短期中出口商品結構對經(jīng)濟增長沖擊較大，長期則趨于平穩(wěn)。圖1（B）顯示短期中進口商品結構對經(jīng)濟增長的影響較大，從第0期持續(xù)到第5期，從第6期開始其沖擊影響呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢。圖1（C）顯示中國經(jīng)濟增長對出口商品結構從第0期到第16期的影響較大，從第17期開始趨于平穩(wěn)；第3期到第5期沖擊為負向，第6期到第25期沖擊為正向，第26期到第34期沖擊為負向。圖1（D）顯示中國經(jīng)濟增長對進口貿(mào)易的沖擊從第0期到第26期影響較大，從第26期開始趨于平穩(wěn)；第0期到第2期沖擊為負向，第3期到第30期沖擊為正向，中國經(jīng)濟增長對出口商品結構的沖擊比對進口商品結構的沖擊影響更大。

政策建議

為開創(chuàng)中國高水平對外開放新局面，繼續(xù)保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長，從戰(zhàn)略高度推動出口升級和貿(mào)易平衡發(fā)展，首先，中國應繼續(xù)深化改革開放，加快政府職能轉變和簡政放權，激發(fā)市場活力和內生動力。以改革開放為發(fā)展的根本，充分發(fā)揮市場“看不見的手”和政府“看得見的手”的作用。其次，為優(yōu)化進出口商品結構，緩解國內能源資源緊張的現(xiàn)狀，應繼續(xù)調整加工貿(mào)易禁止類和限制類產(chǎn)品目錄，對高能耗、高污染、資源性商品出口退稅率取消或降低，擴大高新技術產(chǎn)品和國內急需的重要戰(zhàn)略型資源產(chǎn)品的進口。再次，以增加研發(fā)投入和技術轉移等方式，加快加工貿(mào)易的轉型升級。積極推動加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展上游研發(fā)設計，促進中游集約型發(fā)展，拓展下游營銷服務。由于東部發(fā)達地區(qū)土地承載能力和勞動力成本等限制，加快引導部分加工貿(mào)易向中西部地區(qū)轉移。最后，在當前國際貿(mào)易區(qū)域化發(fā)展迅速，為使中國跟上世界經(jīng)貿(mào)發(fā)展大格局的變化，形成與國際投資貿(mào)易等通行規(guī)則相銜接的基本制度框架，在專業(yè)化明確、差異化特點鮮明的地區(qū)建立自由貿(mào)易港區(qū)。通過自由貿(mào)易港區(qū)發(fā)揮本地比較優(yōu)勢，與其他地區(qū)實現(xiàn)優(yōu)勢互補，形成市場、企業(yè)、政府之間的良性互動循環(huán)體系。

1.Pei Changhong, Zheng Wen. Theoretical Analysis of China's Manufactured Goods Export [J]. Economic Research Journal, 2012(11)

2.Tu Kuang, Chiou Jiunn Rong. Trade Liberalization and Intermediate Goods Market Structure [J]. Taiwan Economic Review,2012(2)

3.Dean Judith M, Fung K C, Wang Zhi.Measuring Vertical Specialization: The Case of China [J]. Review of International Economics, 2011(4)

4.Fan Gang, He Liping, Wei Xiaoyun,Han Liyan. China's Growth Adjustment:Moderation and Structural Changes [J]. Economic Change and Restructuring, 2013(1)

5.Ouyang Zhigang, Shi Huanping. The Impact Effects of Stochastic Disturbances to Economic Growth and Inflation in China[J]. Economic Research Journal, 2010(7)