滁州市外貿結構與產業結構關系實證研究

尹　濤，夏　巖，徐　升

（滁州學院經濟與管理學院，安徽滁州239000）

滁州市外貿結構與產業結構關系實證研究

尹濤，夏巖，徐升

（滁州學院經濟與管理學院，安徽滁州239000）

在皖江城市帶承接產業轉移政策背景下，滁州市加快產業承接，產業結構發生了較大的改變，產業結構與外貿結構的互動關系格外突出。通過使用三次產業的GDP貢獻率、GDP的產業彈性、貿易方式等指標構建產業結構與外貿結構評價指標體系，對滁州市產業結構與外貿結構關系進行實證分析得出，產業結構變化量和外貿結構變化量之間存在長期穩定的動態均衡關系。滁州市應積極優化進出口結構，促進產業結構與外貿結構良性互動，推動滁州地方經貿發展。

外貿結構；產業結構；因果關系檢驗

滁州市三次產業GDP彈性自2008年至2014年以來呈波動趨勢，其中第三產業對GDP的效用呈上升趨勢；同時，工業發展迅速，對GDP增長的效用較大。滁州市2007年至2014年的貿易進出口額呈逐年上升趨勢，進出口額增速較快，貿易順差不斷縮小，總體貿易狀況得到一定程度的改善。

一、外貿結構與產業結構關系的實證分析

（一）相關變量和數據的選取

運用的主要的指標為滁州市生產總值、三次產業產值、對外貿易總值、進口額、出口額。產業結構的變化量和進出口結構的變化量的計算公式如下：

通過整理數據，可以得到滁州市2007年至2014年一、二、三產業產值，貿易進出口商品分類。通過公式計算可得滁州市進口結構的變化量、出口結構的變化量、產業結構的變化量（分別記為：cimp、cexp、cind）如表1所示。

表1　2008年-2014年滁州市對外貿易結構變化和產業結構變化的時間序列

滁州市產業結構的變化與進出口結構的變化，在2010年都達到了峰值，除此之外均保持相對平穩，可見滁州市產業結構變化與對外貿易結構變化有一定的相關性。

（二）ADF檢驗

采用ADF檢驗法，變量的水平序列及一階差分序列的單位根檢驗。表2為對產業結構的變化量、進出口結構的變化量時間序列進行平穩性檢驗的結果。計算軟件為Eviews8.0（下同）。

表2　滁州市是產業結構的變化量與進出口結構的變化量的時間序列穩定性ADF檢驗結果（注：D表示一階差分）

從表2中的檢驗結果可以得出，在百分之一的顯著性水平下各變量的一階差分序列不存在單位根，是平穩的。由此可得，滁州市產業結構的變化量時間序列和進、出口結構的變化量時間序列均是一階單整的時間序列，可以進行協整檢驗。

（三）進口結構的變化量與產業結構的變化量的關系

根據滁州市產業結構的變化量與進口結構的變化量的相關性，可以構建以下回歸方程：CIND=0. 122318066423*CIMP+3.32606674188。S：0.240054；T：-5.52938；P：0.0117。經過對殘差進行單位根檢驗可知，在百分之一的顯著水平下，殘差時間序列在通過了單位根檢驗，是平穩的，說明滁州市產業結構的變化量和進口結構的變化量之間存在穩定的動態關系。其中進口結構的變化量系數為0. 124943999402，這表明滁州市產業結構的變化量和進口結構的變化量存在一定的正向相關性，即滁州市進口結構調整對滁州市產業結構調整有一定的促進作用。

表3　滁州市進口結構的變化量和產業結構的變化量格蘭杰檢驗

如表3所示，在百分之一的顯著性水平下，進口結構的變化量不是產業結構的變化量的格蘭杰原因的原假設被拒絕，而產業結構的變化量不是進口結構的變化量的格蘭杰原因的原假設被接受。因此二者之間是單向的因果關系，得出的結論為進口結構的變化量是產業結構的變化量的格蘭杰原因，而產業結構的變化量不是進口結構的變化量的格蘭杰原因。

（四）出口結構的變化量與產業結構的變化量的關系

根據產業結構的變化量與出口結構的變化量的關系，可以構建以下回歸方程：CIND=0. 0475069631894*CEXP+0.00104374303772。S：0. 270369；T：-3.061717；P：0.0376。經過對殘差進行單位根檢驗，可知，在百分之一的顯著水平下，殘差時間序列在通過了單位根檢驗，是平穩的，說明滁州市產業結構的變化量和出口結構的變化量之間存在長期穩定的動態關系。其中出口結構的變化量系數為0.0475069631894，這表明滁州市產業結構的變化量和出口結構的變化量存在較為微弱的正向相關性，即滁州市出口結構調整對滁州市產業結構調整具有一定的促進作用，但作用較小。接下來對滁州市出口結構的變化量與產業結構的變化量進行格蘭杰檢驗因果關系檢驗，如表4所示：

表4　滁州市出口結構的變化量與進口結構的變化量格蘭杰檢驗

綜上分析可知，在百分之一的顯著性水平下，產業結構的變化量不是出口結構的變化量格蘭杰原因的原假設也被拒絕。同時，出口結構的變化量不是產業結構的變化量的格蘭杰原因的原假設被拒絕，表明二者的關系為互為格蘭杰因果關系。

（五）實證分析結果

由實證可知，產業結構的變化量和進、出口結構的變化量之間確實存在長期穩定的動態均衡關系。其中，進口結構的變化量系數為0.124943999402，這表明滁州市產業結構的變化量和進口結構的變化量存在一定的正向相關性，即滁州市進口結構調整對滁州市產業結構調整有一定的促進作用；出口結構的變化量系數為0.0475069631894，這表明滁州市產業結構的變化量和口結構的變化量存在微弱的正向相關性，即滁州市出口結構調整對滁州市產業結構調整有一定的促進作用。一個發展速度較快產業如果在生產總值中所占的比例不斷上升，相應的結構也會變化較大。因果關系檢驗的結果得出：進口結構是產業結構的原因，而產業結構不是進口結構的原因；產業結構與出口結構的關系為互為因果關系。

二、外貿和產業相互發展的對策分析

（一）引導滁州市外貿發展與產業發展相協調

對滁州市政府而言，在今后的發展決策中，應注意制定與外貿市場緊密結合的產業政策，形成最優的產業結構形態，加大對滁州市支柱產業的扶持，以外貿市場為導向，通過綠色發展、循環發展等來實現產業結構的升級。優化對外開放的結構和層次，擴大對外開放的規模，積極投身到“一帶一路的戰略決策”中來，抓住機遇，迎接挑戰。

（二）優化產業結構，統籌兼顧好數量和質量的發展關系

滁州市在2010年《皖江城市帶承接產業轉移示范區規劃》批復以來，加大了承接產業轉移的力度，積極引導產業發展，致使滁州市產業總值得到快速增長。但是，在這一過程中，存在這一定的問題，例如，承接產業污染嚴重、產業層次較低等一系列問題。因此，滁州市在承接產業轉移是應提高企業入駐滁州市的門檻標準，通過政策扶植、稅收優惠等措施，積極引導技術創新型、環保型等高新技術企業進入，以及金融業、醫療衛生、教育等第三產業來滁州發展。

［1］朱群.重慶市對外貿易結構對產業結構的影響研究［D］.重慶：重慶工商大學，2013：10-25.

［2］劉佳.云南省產業結構與對外貿易結構關系研究［D］.昆明：云南財經大學，2012：26-38.

［3］馬林.山東省外貿商品結構與產業結構關系的實證研究［D］.濟南：山東財經大學，2013：19-26.

［責任編輯：龐林］

F062.9

A

1005-913X（2016）10-0053-02

2016-08-11

滁州學院經濟與管理學院“勵志追夢”科研課題（2015JGLZ07）

尹濤（1994-），男，安徽長豐人，本科學生，研究方向：國際經濟與貿易。