基于协整回归模型的我国贸易结构与经济增长关系研究

■ 吕海霞 博士（中国电子信息产业发展研究院 北京 100846）

三十多年来，随着我国经济的快速发展以及对外开放广度与深度的不断加强，我国对外贸易规模持续扩大。我国已成为世界第一货物贸易大国，但我国对外贸易“大而不强”，贸易结构不尽合理，主要体现在出口产品主要是低附加值、低技术含量、国际竞争力不强的产品，外商主导的加工贸易在对外贸易总额中占很高比重。粗放型的贸易增长方式加剧了我国贸易收支不平衡和经济增长的波动性，并导致我国在全球频繁遭受反倾销、反补贴调查。据统计，我国已连续18年成为遭遇反倾销调查最多的国家，连续8年成为遭遇反补贴调查最多的国家。

国际贸易和经济增长的关系一直是国际贸易理论的焦点。从亚当·斯密（1776）的绝对成本理论、大卫·李嘉图（比较优势理论）到赫克歇尔和俄林（要素禀赋理论）、波斯纳（需求偏好理论）再到保罗·克鲁格曼（产业内贸易理论），主流国际贸易理论从不同角度论证了对外贸易对于一国优化资源配置、提高要素的劳动生产率、促进经济增长的重要作用。近年来，随着计量分析方法的不断丰富，国内外的学者运用不同国家、经济体的数据，从出口贸易、进口贸易、一般贸易、加工贸易等多个维度开展了大量实证研究。国外研究有Stiglitz（1970）、Smith（1984）、Mazumdar（1996）、Lewer（2002、2003）、Wrz(2004)等。国内研究有蓝庆新和田海峰（2002）、王永齐（2006）、曾卫锋（2008）、徐丽鹤（2010）。本文利用近30年工业制成品和初级产品进出口、一般贸易和加工贸易进出口数据构建贸易结构指标，分析当前贸易结构对经济增长的影响，为我国加快贸易发展方式转变和贸易结构优化调整提供支撑。

图1 1982-2011年间我国贸易方式结构指标变化趋势

贸易结构指标构建

贸易结构是构成经济活动各要素间的比例关系和经济联系，衡量一国一定时期的贸易质量，综合反映一国的经济发展水平、产业结构和技术水平。从广义看，贸易结构包括贸易商品结构、贸易行业结构、贸易所有制结构、贸易方式结构等。已有文献贸易结构指标构建主要有以下三种：

第一种：按照国际贸易标准分类（SITC），将商品根据附加值高低分为初级产品（0-4类）和工业制品（5-10类），初级产品和工业制成品进出口的相对比重即为贸易结构指标。蓝庆新和田海峰（2002）就是采用这一指标。

表1 1982-2011年我国贸易结构变量

表2 时间序列数据的描述性统计

第二种：按照BEC国际贸易商品分类准则，所有对外贸易商品分为资本品、中间投入品和消费品。贸易结构用资本品和消费品的进出口的相对数量来衡量。Mazumdar和Helpman就支持这种贸易结构，王永齐（2006）也采用这种方法将贸易结构指标表示为：

COMPO表示贸易结构，如果COMPO>1，本国将成为资本品的净出口国，资本积累将不会发生；如果COMPO<1，本国将成为资本品的净进口国，资本积累将发生，提高本国的边际产出和全要素生产率，从而促进经济增长。

第三种：按照国际标准委员会的ISIC分类标准，从内生技术密集度的角度将贸易品分为高技术品和中低技术品。Wrz（2004）支持这种贸易结构，王永齐（2006）按这种方法构建了另一贸易结构指标：

TECH 表示贸易结构指标，如果TECH>1，本国将成为高技术产品的净出口国；如果TECH<1，本国将成为高技术产品的净进口国和中低技术产品的净出口国。该贸易结构指标构建的关键在于衡量贸易品技术密集度。樊纲、关志雄和姚枝仲（2006）利用显示技术附加值原理测算了1995和2003两个年度我国贸易技术高度指数。杜修立和王维国（2007）建立了出口贸易商品的技术结构方法，将我国出口产品按技术密度分为高技术产品、中高技术产品、中等技术产品、中低技术产品和低技术产品五类。

上述三种贸易结构指标构建从产品价值、产品用途和技术含量的角度进行衡量，各有利弊。其中，第二种测算方法由于采用BEC分类，将很多资本类产品划入中间投入品，导致不能真实反映我国贸易结构特征，不适合我国发展实际。第三种测算方法要求衡量贸易品技术密集度，而已有的研究只是粗略地将商品分为几类，或考察了个别年份的商品结构，缺乏贸易结构的整体、科学研究。

为了衡量我国进出口商品附加值高低，结合我国发展实际，采用SITC标准将贸易结构变量TS1表示为工业制成品和初级产品进出口的相对比重，具体如下：

如果一国TS1>1，则表示工业制成品出口与初级品出口的比率大于工业制成品进口与初级品进口比率，该国是工业制成品的净出口国。反之，如果一国TS1<1，则表示工业制成品出口与初级品出口的比率小于工业制成品进口与初级品进口比率，该国是工业制成品的净进口国和初级产品的净出口国。一般而言，贸易结构指标大于1的情况下，其值越高，制成品出口在该国占的比重越高。

同时，为了考察加工贸易进出口、一般贸易进出口与经济增长的关系，研究加工贸易占比较高的贸易方式结构对经济增长的贡献，构建贸易方式结构指标。借鉴贸易商品结构的构建方法，贸易方式结构指标的构建采用加工贸易和一般贸易进出口的相对数量来衡量，表示如下：

其中，TS2 表示贸易方式结构。如果一国TS2>1，则表示加工贸易出口与一般贸易出口的比率大于加工贸易进口与一般贸易进口的比率，该国是加工贸易产品的净出口国。反之，如果一国TS2<1，则表示加工贸易出口与一般贸易出口的比率小于加工贸易进口与一般贸易进口比率，该国是一般贸易产品的净出口国。一般而言，在贸易方式结构指标大于1 情况下，TS1 值越高，加工贸易出口在该国占的比重越高。

根据《中国贸易外经统计年鉴（2012）》的统计，可以计算出贸易结构指标TS1和TS2 的值。表1和图1显示，我国贸易结构变量TS1和TS2呈现不断上升的态势，体现了随着我国经济快速发展和对外开放的深入，尤其是加入WTO 后外资主导的加工贸易的蓬勃发展，我国贸易结构持续改善的总体趋势。其中，TS1值从1995年开始大于1，表明随着制成品出口比重不断提高，我国从工业制成品的净进口国转变成为工业制成品的净出口国，出口产品的附加值提高；TS2的值从1999年开始大于1，体现随着世界产业分工结构发展和加入WTO 后加工贸易行业外资的大量流入，加工贸易超过一般贸易正成为对外贸易的重要方式和经济发展的重要力量，推动对外贸易模式的重大调整。

表3 单位根检验结果

表4 残差序列et 单位根检验结果

表5 模型一回归结果

表6 模型二回归结果

表7 调整后模型一回归结果

表8 调整后模型二回归结果

数据选择和实证分析

（一）数据选择

为了考察贸易结构与经济增长的相互关系，选择1982-2011年的时间序列数据作为分析样本。其中，经济增长指标用实际GDP增长率（RGDP）来衡量，以剔除物价变动的影响，更真实地反映经济的真实增长。贸易结构分别选择工业制成品和初级产品计算的贸易结构（TS1）与一般贸易和加工贸易计算的贸易结构（TS2）作为两种不同计算方法得到衡量指标。

对实际GDP 增长率（RGDP）和贸易结构指标（TS1和TS2）时间序列数据样本进行描述性统计，以考察数据概况，如表2 所示。

表9 调整后模型一的LM 检验

表10 调整后模型二的LM 检验

表11 模型一的格兰杰检验结果

表12 模型二的格兰杰检验结果

统计显示，样本期间实际GDP 增长率均值为0.025167，最大值为2011年的0.092，最小值为1985年的0.001，工业制成品和初级产品计算的贸易结构均值为2.550667，最大值为2011年的9.484，最小值为1985年的0.139，一般贸易和加工贸易计算的贸易结构均值为1.191033，最大值为2011年的1.954，最小值为1982年的0.61。

（二）实证分析

直接采用最小二乘法对经济增长与贸易结构进行分析可能产生伪回归，即没有任何关系的变量呈现显著的回归结果。本文在对时间序列数据作回归分析前先采用“EG两步法”分别考察RGDP序列与TS1序列是否满足协整，RGDP序列与TS2序列是否满足协整，变量之间是否具有长期均衡的关系。其中，单位根检验用于确定时间序列数据的平稳性和趋势性；协整分析用于确定变量间是否存在长期均衡关系。只有当序列为平稳序列或者满足协整关系的时候，两者具有长期均衡关系，这样才能进行回归分析，并通过格兰杰因果关系检验变量间的因果关系。

1.平稳性检验。对于非平稳时间序列，只有变量之间满足同阶单整的情况，才满足协整前提，因此首先需要检验序列之间是否满足同阶单整，本次实证采用单位根检验考察序列平稳性，检验采用eviews6.0 进行，结果如表3所示。

根据检验结果，RGDP、TS1、TS2三个序列的原序列单位根检验显著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒绝原假设，说明存在单位根，序列不平稳，而三个序列的一阶差分序列D（RGDP）、D（TS1）与D（TS2）的单位根检验显著性概率小于0.05，在5%水平拒绝原假设，说明不存在单位根，三个差分序列平稳，从而RGDP 与TS1，RGDP 与TS2 均为一阶单整，满足同阶单整的前提。

2.残差序列平稳性检验。在“EG 两步法”中，对于同阶单整的两个变量，其回归得到的残差序列满足无截距项、无趋势项的平稳序列，那么说明两个变量满足协整关系，具有长期均衡关系。现在分别对RGDP序列与TS1序列，RGDP序列与TS2序列进行回归，提取残差项et1、et2，对et1、et2 进行无截距项、无趋势项的单位根检验，得到结果如表4 所示。

从结果来看，残差序列et1与et2的单位根检验显著性概率小于0.05，说明不存在单位根，那么两个回归的残差序列平稳，从而说明RGDP序列与TS1序列具有协整关系，满足长期均衡；RGDP序列与TS2序列具有协整关系，满足长期均衡。

3.协整回归。时间序列满足协整关系，说明变量之间满足长期均衡关系，在此基础上进行回归分析就能避免出现“伪回归”现象。为了考察贸易结构与经济增长的关系，本文在实证分析中建立初始模型：

模型一：

RGDPt=a0+a1TS1t+ut

模型二：

RGDPt=a0+a1TS2t+ut

其中，RGDPt表示第t期的RGDP变量，作为被解释变量，TS1t、TS2t分别代表第t期的TS1 与TS2 变量，作为解释变量，a0表示截距项，a1表示估计参数，ut为随机干扰项，满足白噪声过程。

通过eviews6.0 对两个模型回归，得到结果，如表5和表6 所示。

从两个模型的回归结果来看，TS1与TS2 的估计参数t 检验显著性概率均小于0.05，在5%水平能够拒绝原假设，检验通过。两个模型的DW值均偏离2比较远，说明两个模型存在自相关，t检验无效，那么需要对模型进行调整，经过AIC准则以及SC 准则对比测试，模型修改为：

模型一：

RGDPt=a0+a1TS1t+a2RGDPt-1+

a3RGDPt-2+ut

模型二：

RGDPt=a0+a1TS2t+ut+a2ut-1+a3ut-2

其中模型一加入了RGDP的滞后一期与滞后二期项，即AR（1）与AR（2）项，模型二加入随机干扰项的滞后一期与滞后二期项，即MA（1）与MA（2）项，经过此调整消除自相关，得到新的回归结果，如表7和表8 所示。

经过调整后，回归的R2有明显提高，说明解释变量的解释程度较高，并且有所增加，F 检验通过说明解释变量之间对被解释变量的共同作用显著，模型一中，TS1、AR（1）、AR（2）项t检验显著性概率均小于0.05，在5%水平通过检验，模型二中，MA（1）、MA（2）项t 检验显著性概率小于0.05，在5%水平通过检验，TS2 项的t检验显著性概率小于0.10，在10%水平通过检验。由于加入滞后项的DW 值检验不再有效，于是进行LM自相关检验，如表9和表10 所示。

从滞后1期LM检验来看，卡方检验的显著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒绝原假设，说明两个回归中均不存在自相关，估计参数的t检验有效。

调整后的模型一回归结果中，TS1 项的估计系数为0.010184，说明TS1 项与RGDP 项之间呈正相关，每增加1 单位TS1，则增加0.010184 单位的RGDP；调整后的模型二回归结果中，TS2 项的估计系数为0.020246，说明TS2项与RGDP项之间呈正相关，每增加1单位TS2，则增加0.020246 单位的 RGDP。

4.格兰杰因果关系检验。回归分析不能判定变量间的因果关系。为了检验经济增长与贸易结构间真正的因果关系，进行Granger 因果关系检验。Granger 因果关系表示，如果两个经济变量X和Y在包含过去信息的条件下对Y的预测效果要好于单独由Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于提高变量Y的预测精度，则称X对Y存在Granger因果关系。

其中，白噪音u1t和u2t假定为不自相关的。

对本次实证中的模型分别进行滞后一期的格兰杰因果检验，检验结果如表11和表12 所示。

从结果来看，模型一中，原假设为TS1不是RGDP的格兰杰原因的原假设的显著性概率为0.0000，小于0.05，说明在5%水平能够拒绝原假设，TS1 是RGDP 的格兰杰原因，原假设为RGDP不是TS1的格兰杰原因的原假设显著性概率为0.7264，大于0.05，说明在5%水平不能拒绝原假设，RGDP不是TS1的格兰杰原因；同理，模型二中，RGDP 是TS2 的格兰杰原因，但TS2不是RGDP的格兰杰原因。这表明，以工业制成品和初级产品进出口相对比重衡量的贸易结构TS1是推动经济增长的因素，但我国当前以高比例加工贸易为主要特征的贸易方式结构对经济增长的作用得不到实证检验的支持。

结论

本文构建两个贸易结构指标，从贸易结构的视角研究贸易与经济增长的关系，探讨工业制成品贸易和初级产品贸易、一般贸易和加工贸易对经济增长的影响，为贸易发展方式转变和转型升级提供支撑。实证分析发现，我国当前贸易结构对经济增长的作用不明显，其中TS1虽有利于经济增长，但带动作用较弱，TS2 对经济增长的作用没有通过实证检验。这和已有相关研究结论基本一致，意味着我国亟待加快贸易转型升级。具体结论如下：

第一，我国贸易结构对经济增长的作用有待提高。调整后的模型回归结果显示，贸易结构（TS1）项与实际GDP增长（RGDP）之间呈正相关关系，贸易结构每提高1 个单位，实际GDP 增长率提高0.010184单位，即1个百分点左右。格兰杰原因关系检验进一步验证了两者间的因果关系。贸易方式结构（TS2）项与实际GDP增长（RGDP）之间存在较弱的正相关关系，但两者间的因果关系没有得到格兰杰原因关系检验支持。这和王永齐（2006）等的结论基本一致，即中国贸易结构并不显著影响经济增长，对外贸易对经济增长的贡献主要体现在贸易量上。这一方面在于我国工业制成品出口主要集中在服装、鞋帽等附加值相对较低的劳动密集型产品，高技术含量、高附加值的技术密集型产品所占比重较低，导致出口产品核心竞争力不强、创汇能力较弱，直接影响资本积累和技术溢出效应，进而削弱对经济增长的促进作用。另一方面，我国工业制成品出口中很大一部分是加工贸易，“两头在外、大进大出”的加工贸易方式中间投入品的国内采购率低，产品的价值增值链较短，对国内产业上下游的带动作用较弱，加上加工贸易以外资为主导，利润大多归属外资，导致加工贸易对经济增长的贡献有限。徐丽鹤（2010）、章安平（2010）等研究得出类似的结论。

第二，贸易结构呈现持续优化趋势。从以工业制成品和初级产品出口衡量的贸易结构指标TS1看，随着我国经济增长和比较优势的变化，工业制成品出口快速增长，TS1变量值从1986年开始不断递增，1995年突破1，标志着我国从工业制成品的净进口国转变成为净出口国，贸易产品结构持续改善和优化。从以加工贸易和一般贸易进出口衡量的贸易结构指标TS2看，随着世界产业分工结构发展和加入WTO后外资越来越多进入加工贸易行业，各种加工贸易方式迅速发展，在国际贸易中所占比重不断提高，TS2变量值整体呈现不断上升的态势，1999-2011年间变量值开始大于1，尤其是2009年以来变量值提高到1.8以上，我国已成为加工贸易品的净出口国，贸易方式结构发生重大调整。

第三，加快我国贸易结构优化调整。近年来，受国内劳动力成本快速上升、人民币不断升值、外资优惠政策逐渐取消等不利因素影响，FDI开始流向印度、越南等新兴市场国家寻求低成本优势，加上全球经济弱势复苏背景下市场需求疲软，我国对外贸易发展面临前所未有的挑战，使我国贸易结构转型调整压力不断加大。从发展战略看，我国应加快贸易增长方式转变，积极促进贸易战略从粗放型转向集约型、从数量型转向质量型，改变单纯依赖贸易总量的增长来拉动经济增长，逐步调整和优化贸易结构，发挥贸易结构对经济增长的正效应，最大化贸易对经济增长的积极作用。从发展方向看，一方面应加强国内企业自主创新，加强品牌培育和国际市场开拓，提高出口产品的技术含量和附件值，优化贸易产品结构；另一方面，促进加工贸易向产业链两端延伸，加快加工贸易转型升级，并积极发展一般贸易，营造公平竞争的环境，促进贸易方式结构调整。

1.郎丽华，张连城.中国经济周期与对外贸易周期的关系研究[J].经济学动态，2011（11）

2.刘树成，张连城，张平.中国经济增长与经济周期[M].中国经济出版社，2008

3.王永齐.贸易结构、技术密度与经济增长——一个分析框架及基于中国数据的检验[J].经济学季刊，2006（4）

4.蓝庆新.中国贸易结构变化与经济增长转型的经验分析及现状研究[J].经济评论，2001（6）

5.曾卫锋.国际R&D 溢出、贸易方式与中国的经济增长[J].财贸经济，2008（8）

6.章安平.贸易方式转变对经济增长影响的实证研究：基于江浙两省模式的对比[J].国际贸易问题，2010（9）

7.徐丽鹤.贸易方式对中国经济增长影响的比较分析[J].技术经济，2010（1）

8.杨碧云.进出口贸易弹性与中国贸易方式结构调整——基于加工贸易与一般贸易比较视角[ J ].世界经济，2013（12）

9.樊纲，关志雄，姚枝仲.国际贸易结构分析：贸易品的技术分布[J].经济研究，2006（8）

10.林毅夫，李永军.出口与中国经济增长：需求导向的分析[J].经济学季刊，2003（4）

11.彭斯达，陈继勇，杨余.我国对外贸易商品结构和方式与经济增长的相关性比较[J].国际贸易问题，2008（3）