導(dǎo)語：中國貿(mào)易組成與經(jīng)濟(jì)增長檢驗一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

自1978年改革開放以來，我國對外貿(mào)易得到了迅速的發(fā)展，無論從進(jìn)出口總額、進(jìn)出口商品的種類、規(guī)模，還是從進(jìn)出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、中國對外貿(mào)易在世界所占的比重來說，中國已經(jīng)步入“貿(mào)易大國”的行列。依據(jù)中國海關(guān)數(shù)據(jù)，2010年，我國的進(jìn)口總額已增至13962.44億美元，出口總額已達(dá)到15777.54億美元。1980～2010年間，工業(yè)制成品出口額從90.05億美元增至14960.69億美元（見圖1），初級產(chǎn)品出口額從91.14億美元增至816.86億美元（見圖2）；工業(yè)制成品進(jìn)口額占總進(jìn)口額的比例由0.652248%變?yōu)?.689274%，初級產(chǎn)品則由0.347602%下降為0.310726%。可見我國工業(yè)制成品進(jìn)出口額增長幅度遠(yuǎn)大于初級產(chǎn)品。貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化非常明顯。尤其是近十年內(nèi)我國的工業(yè)制成品進(jìn)出口比例始終保持穩(wěn)健上升的趨勢，已經(jīng)成為中國對外進(jìn)出口產(chǎn)品的主要支柱，在貿(mào)易結(jié)構(gòu)中占據(jù)絕對優(yōu)勢。這一改變引起了眾多學(xué)者對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的思考。

一相關(guān)文獻(xiàn)回顧

Baldwin（1992）在新古典增長理論的框架下結(jié)合比較優(yōu)勢理論分析自由貿(mào)易的影響。他指出，自由貿(mào)易不僅會產(chǎn)生傳統(tǒng)意義上的靜態(tài)效應(yīng)，還會通過資本的動態(tài)積累促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長期的增長，但他認(rèn)為資本積累只取決于貿(mào)易量而與貿(mào)易結(jié)構(gòu)和方向沒有任何關(guān)系。然而，Lee（1995）根據(jù)新貿(mào)易和新增長理論強調(diào)，一國國內(nèi)含有先進(jìn)技術(shù)的進(jìn)出口投入到國內(nèi)生產(chǎn)，可直接提高國內(nèi)既有生產(chǎn)函數(shù)的效率，進(jìn)而最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長。Keller（1999）通過不同貿(mào)易結(jié)構(gòu)與技術(shù)轉(zhuǎn)移影響本國TFP的視角發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)TFP的增加與進(jìn)口份額存在正相關(guān)關(guān)系。綜上所述，不管是新古典理論還是新貿(mào)易理論，都強調(diào)了貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的重要作用。國內(nèi)學(xué)者大部分研究了進(jìn)出口和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，但對貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系的研究卻并不深刻，且關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究也存在著一些不同的結(jié)論。如王永（2004、2006）基于Baldwi（1992）和Mazumdar（1996）關(guān)于貿(mào)易與增長關(guān)系的爭論，構(gòu)造了一個貿(mào)易結(jié)構(gòu)測度指標(biāo)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗和VAR模型估計中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。檢驗結(jié)果顯示，中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長。徐光耀（2007）得出了在不同的貿(mào)易結(jié)構(gòu)下，進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長有不同促進(jìn)作用的結(jié)論。李兵（2008）的研究表明工業(yè)制成品進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長有長期穩(wěn)定的促進(jìn)作用，而初級產(chǎn)品進(jìn)口則有抑制作用。袁其剛（2010）在《我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析》一文中以資本積累視角通過貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量考察1982～2008年我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長影響結(jié)果表明，1982～2001年，我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，2002年后二者為負(fù)相關(guān)。李淑貞（2011）在《浙江對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析》一文中表明，浙江省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

二變量、數(shù)據(jù)與研究方法

貿(mào)易結(jié)構(gòu)（MYJG）是指一定時期內(nèi)一國進(jìn)出口貿(mào)易中各種商品的構(gòu)成，即某大類或某種商品進(jìn)出口貿(mào)易與整個進(jìn)出口貿(mào)易額之比以份額表示，是衡量一國對外貿(mào)易競爭力的重要指標(biāo)。一般來說，可以用該國對外貿(mào)易中的初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品的相對比例來表示該國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)劣。工業(yè)制成品附加值高，技術(shù)和資本的含量高，在國際市場上競爭力強；初級產(chǎn)品附加值低，技術(shù)和資本的密集度低，在國際市場上的競爭力弱。發(fā)達(dá)國家對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)是以進(jìn)口初級產(chǎn)品和出口工業(yè)制成品為主；而發(fā)展中國家的對外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)的特征則是以出口初級產(chǎn)品和進(jìn)口工業(yè)成品為主。因此，一般說來，發(fā)達(dá)國家的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)于發(fā)展中國家。本文基于我國1980～2010年的數(shù)據(jù)，對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實證研究，用人均GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長。人均GDP以人均生產(chǎn)總值指數(shù)消除價格因素影響，調(diào)整計算以1978年為基年的中國實際人均GDP，即第t年的實際GDP：Yt＝（第t年的人均生產(chǎn)總值指數(shù)/1978年的人均生產(chǎn)總值指數(shù)）×1978年的名義人均GDP（數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局）式中，MYJG＞1說明，該國出口制成品，進(jìn)口初級產(chǎn)品為主；MYJG＜1說明，該國以出口初級產(chǎn)品，進(jìn)口工業(yè)制成品為主。數(shù)據(jù)來源于《中國對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》。為消除時間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，因此對所有變量的實際值均采取了自然對數(shù)，處理后的數(shù)據(jù)不影響原序列的相關(guān)關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，兩個變量分別記為：LNGDP和LNMYJG。然后，利用單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系等計量方法分析我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系，以期在此基礎(chǔ)上，得出相關(guān)的結(jié)論。

三貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

1．單位根檢驗

在進(jìn)行時間序列的分析時，要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的，即不存在隨機(jī)趨勢或是確定趨勢，不然會產(chǎn)生“偽回歸”的問題，為了檢驗?zāi)Ｐ椭械母髯兞渴欠衿椒€(wěn)，本文采取ADF檢驗法對各變量進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。從表1可得，經(jīng)過對數(shù)處理的原始變量的時間序列LINY、LnMYJG的ADF檢驗值都大于臨界值（a＝0.05），p值都大于0.05，說明LINY、LnMYJG均不平穩(wěn)。一階差分后，△LnY、△LnMYJG的ADF檢驗值都小于臨界值（a＝0.05），p值都小于0.05，因此可判定LINY、LnMYJG都是一階單整序列，然后進(jìn)一步檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。

2．協(xié)整檢驗

雖然有些時間序列變量自身是非平穩(wěn)的，但其通過某種線性組合卻能達(dá)到平穩(wěn)的狀態(tài)。這個線性組合反映了變量之間長期而穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen提出的方法來檢驗變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。檢驗LNY和LnMYJG之間的協(xié)整關(guān)系（見表2）。由表2可得，在5%的顯著性水平下，可判定LNY和Ln到MYJG之間存在著長期均衡的關(guān)系。以LNY為因變量LnMYJG為自變量，回歸得出相應(yīng)的協(xié)整方程（見表3）。LNY=0.654129LnMYJG+11.57954t：13.70635222.5825R2＝0.866276Adj－R2＝0.861665從回歸方程可以看出，模型擬合程度較好。因此，從長期來看，中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改進(jìn)會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，且貿(mào)易結(jié)構(gòu)每優(yōu)化1%，人均GDP就增加0.654%。

3．格蘭杰因果關(guān)系檢驗

Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗，另一種則是最近發(fā)展起來的基于VEC模型的檢驗。兩者的區(qū)別在于適用范圍的不同，前者僅適用于非協(xié)整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協(xié)整序列間的因果關(guān)系。本文各變量VAR系統(tǒng)是協(xié)整的，因此我們的檢驗基于VEC模型做出。具體檢驗結(jié)果可見表4。從表4的格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內(nèi)，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化不是GDP增長的格蘭杰原因，但GDP的增長是貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即隨著人均GDP的上升，我國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)趨于優(yōu)化。四主要研究結(jié)論通過貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的實證檢驗，可以得到以下結(jié)論：第一，協(xié)整檢驗表明，隨著我國工業(yè)制成品進(jìn)出口比例的不斷上升，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，產(chǎn)品的附加值逐步提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)型，我國的經(jīng)濟(jì)也呈正相關(guān)增長。第二，格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的提升均不是人均GDP的格蘭杰原因，但人均GDP的增加卻是貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即我國人均GDP的增加能夠促進(jìn)工業(yè)制成品進(jìn)出口的增加。