中国产业结构调整与外贸结构变化的实证分析

【摘 要】在拉动国民经济增长的“三驾马车”――投资、消费、外贸中，外贸对我国近几十年来的经济增长起着举足轻重的作用。外贸增长是我国经济增长的重要组成部分，外贸增长与国民经济结构与增长方式相互影响。本文构建产业结构指标，运用时间序列分析方法，论证了我国产业结构调整对我国外贸结构变化的影响，得出产业结构调整会影响我国外贸结构，并且面临着比较严峻的产业结构调整问题和对外贸易依存度较大问题。

【关键词】产业结构；外贸结构；外贸依存度

一、引言

改革开放以来，中国把实现经济快速增长作为经济发展的突出目标，在这一目标的指引下，取得了巨大的成就，按不变价格计算，实际GDP从1978年到2009年增长了17.6倍，三十年间经济总量翻了四番，，平均七年半翻番一次，创造了世界经济发展史的奇迹。

但在经济快速发展的同时，结构性发展问题越来越突出，诸如产业结构、消费与投资结构、地区经济结构、收入分配结构、内需与外贸结构。

近些年来转变经济发展方式越来越成为中国持续快速经济增长的首要课题，“十一五”规划提出了改变经济发展方式的要求，在2011年开始实施的“十二五”规划中，更是把改变经济发展方式、调整经济结构突出地上升到经济发展目标的地位。

而在所有经济结构问题中，内需与外贸发展结构问题是非常重要的结构问题之一。调整经济结构必然要求外贸增长方式实现相应的调整。

随着中国加入WTO以来，中国经济融入世界一体化的进程在逐步加快，其中中国的对外贸易发展也获得了前所未有的迅速发展。根据商务部统计数据，“十一五”时期，中国出口年均增长24%，进口年均增长23.7%，进出口在2000年的基础上实现了翻一番的增长，出口增长平均增速超过了30%。但是，这些外贸发展成绩的背后有着很深刻的发展质量问题。中国的外贸发展是建立在数量增长和廉价的低成本的劳动力等要素资源供给基础之上的粗放型经济增长，从内部来看，这一增长模式带来了资源短缺和生态环境恶化问题；同时，从外部来看，中国长期的对外贸易方式是以加工贸易方式为主，且处于国际分工的低端，带来了巨额外币储备导致人民币升值压力加大，低价竞争激烈，贸易条件逐步恶化，贸易摩擦急剧增加。

若要继续保持外贸对我国国民经济的巨大拉动作用，并且实现持续的外贸增长，必须积极转变外贸增长方式，把外贸增长转变到综合效益高的基础之上。

如何实现在经济结构调整的同时促进对外贸易的新的增长及其质量效益的提高，是当前经济发展背景下重的议题，也是本文将要展开研究的内容。

二、模型指标的数学论证及其建立

本文主要研究的是产业结构与外贸结构之间的关系，所以要建立相应的结构指标。一般而言，反映产业结构指标有总量指标、第一、第二、第三产业产值比重；衡量贸易结构的指标有进出口产品结构、贸易市场结构等。但是，这些指标结构只是反映了产品与贸易结构的静态情况，没有较好地反映动态变化情况。

因此，本文在参考罗国勋、韩晶和李荣林在其研究中的指标建立方法，一种衡量动态的指标变化思想，即以经济总量指标中各组成部分的增长率为权数，对结构变化进行加权求和得出总结构变化的效益指标。因此，本文可以以此来建立中国动态的外贸结构与产业结构变化的效应指标。

而该方法的主要原理即通过微分求导形式分解为两部分形式，其数学形式与推导如下：

表示t期各组成部分指标值在总指标中所占的比例。该式前半部分为基期结构不变时，各组成部分增长率的贡献，后半部分表示各增长率中结构变化的贡献。而后半部分可以由下式近似替代：

该式表示结构变化以各部分增长率为权重对其比重变化进行加权求和。

综上数学式子可以进一步推导其数学含义，影响结构变化的因素主要有两个：一是各组成部分的增长率；各组成部分比重的变化，比重上升，该式的值为正，反之，为负。因此，存在以下几种变化可能：当一部分增长率为正，但比重在下降时，该项为负数，因而对其结构变化的贡献为负；当一部分高速增长时，而且比重也在不断上升，则结构呈现正向变化；增长率很快，但是其比重变化不大，最终对结构变化的贡献仍不会太大。

所以，该指标从数学意义上说明了可以较好地反映结构变化对经济总量增长率的影响：该指标如果为正，则对经济总量起到促进作用，而该指标若为负数，则起到阻碍作用。因此，该指标可以较为全面地又可以动态地反映经济结构的变化。

基于以上分析，本文可以构建一下三个指标衡量产业结构与外贸结构的变化：构建产业结构指标，其中indi，t /indi，t-1表示t年第一、第二、第三产业生产总值的增长率，而zi / z表示t年第一、二、三产业的生产总值占全市生产总值的的比重。然后分别计算出三大产业的结构变化系数，用三大产业在t年所占的比重乘以各自在该年的增长率。最后将三大产业的结构变化系数求和相加便是产业结构变化系数。

构建我国外贸结构中出口与进口的结构变化指标。其中expi/exp表示第t年货物贸易或服务贸易出口额占出口总额的比重，impi / imp表示第t年货物贸易或服务贸易进口额占进口总额的比重，expi/exp表示第t年货物贸易或服务贸易出口额的增长率，impi，t / impi，t-1表示第t年货物贸易或服务贸易进口额的增长率。然后，分别计算货物贸易与服务贸易结构系数，用其所占的比重乘以各自的增长率。最后，将货物贸易与服务贸易结构系数相加求和，便是第t年的出口与进口结构系数。

三、数据的选取与实证方法的介绍

（一）变量和数据的选取

本文主要采用的是三个指标，产业结构指标、出口结构指标、进口结构指标，样本数据时间范围选定在1990―2010年，主要是因为服务贸易在1990年后才开始快速发展，之前变化不大。三大产业各自的产值、以及货物贸易总额源于统计局的《2011中国统计年鉴》，而服务贸易额则来源于商务部服务贸易司相关统计数据。而本文主要运用时间序列数据，故采用时间序列分析方法。

（二）时间序列方法的简单介绍

时间序列分析首先要考虑变量之间的平稳性，即平稳性ADF检验。平稳性检验主要是ADF单位根检验，检验残差序列是否平稳，来判断两者是否存在协整关系。如果不平稳，则要看变量间单整阶数是否相同，相同才可以建立长期协整分析。

然后，进行建立误差修正模型。接着可以考虑建立误差修正模型，即在短期内变量之间会存在失衡，但长期存在稳定的关系，误差修正模型主要是计算短期对长期均衡的偏离，将变量的短期行为与长期趋势联系起来。其过程一般分为两步，第一步在对因变量y和自变量x进行平稳性检验的基础上，若平稳或者单整阶数相同，再将因变量y和自变量x进行OLS回归，对其残差？滋t进行单位根检验，若是平稳的，表明可以进行协整。第二步，可以建立如下的误差修正模型：

最后，格兰杰检验。如果存在协整关系并且通过误差修正考察了短期对长期的偏离，要进一步考察变量之间的因果关系，即进行格兰杰检验。格兰杰检验因果关系时，其检验思想为：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前。假设要检验变量X与变量Y之间的因果关系以及这种关系影响的方向，构建检验回归方程。其中，假定随机误差项之间是不相关的。而格兰杰因果关系的原假设是“X不是引起Y变化的格兰杰原因”或者“Y不是引起X变化的格兰杰原因”。

四、实证分析

（一）数据趋势分析

运用上文时间序列方法对有关数据展开实证分析。

图1 中国产业结构变化与外贸结构变化情况

通过对上图我们可以分析得出：一、中国的产业结构变化序列总体较为平缓，基本上没什么变化，基本处在0附近。说明中国近20年的产业结构一直保持着原有的发展模式，即以第二产业为主的模式，体现了中国工业化的阶段性特征；二、进口结构序列波动较大。在1993年达到峰值，并且进口结构波动特别大，而这一时期中国的改革开放开始由农村转移到城市，并且确立了建设社会主义市场经济的目标，这一系列政策变化导致进口量大增。在2002年左右又达到一个峰值，而这一时期，正好是中国加入世贸组织WTO，进出口关税开始放开降低，导致进口增加。在1998年和2008年这两个时期处于低谷，并且2008年达到负，这充分体现了中国经济融入了世界一体化特征。这两个时期分别是亚洲金融危机和08年美国次贷危机，外部经济环境的颓势，导致我国进口的下降，进口结构受到较大地冲击；三、出口结构序列也有波动，波动趋势与进口结构趋同，但波动范围没有进口结构系数大。其趋势变化的时间点和进口结构相同。在1993年达到一个峰值，也是由于相同的政策原因，改革的深入，导致出口增加。但1995年达到一个小小地高潮，则和人民币在1994年汇率改革后开始贬值，导致出口增加。1998年出口结构系数没有跌落到负，表明此时我国对外贸易依存还不是太大，而又没有大幅度增加则与当时保持人民币稳定的措施有关，之后的1999年又一次小峰值，表明中国在抵御危机冲击后复苏能力较强。2008年后跌落谷底至负，表明这次危机对我国出口冲击较为严重，也反映了我国对外贸易依存度在增加，进一步融合了世界经济一体化。四、进出口结构整体结构系数图走势表现为前期波动大，幅度范围大，后期相对较为平稳幅度范围较小。这反映了我国服务贸易在开始迅速发展，对结构贡献正向作用较大，服务贸易相对货物贸易在当前中国经济发展阶段而言，对外部环境的反映较为滞后和不敏感，从而一定程度拉平了不利的波动。

（二）计量分析

1、平稳性ADF检验

表2中国产业结构变化和进出口结构变化平稳性的ADF检验结果

注：检验形式中的c表示带有常数项，t表示带有常数项和趋势项，n表示没有常数项和趋势项。

由表2可知中国的出口结构、进口结构均没有通过5%的显著性检验，而产业结构虽通过5%的显著性检验，但没通过1%的显著性检验，因此可以断定它们为非平稳序列。而它们的一阶差分都通过了1%的显著性检验，因而是平稳性序列。因此，可以得出产业结构变化和进出口结构变化时间序列均属于一阶单整，可以进行协整关系检验。

2、出口结构变化与产业结构变化关系

首先建立出口结构变化与产业结构变化的回归方程，形式如下：

y=0.001636-0.000746x1

从上式来看中国产业结构与出口结构短期关系是负向关系。再根据此式进一步考查，由此得到了残差？滋t，并对残差？滋t进行序列平稳性ADF检验，结果见下表：

表3 残差？滋t的平稳性检验

由上表残差平稳性检验结果可知，在5%的显著性水平下，残差？滋t拒绝原假设，是平稳序列，接下来建立误差修正模型如下：

上式反映短期调整系数也是负向的，表明无论长期还是短期，两个变量之间的作用是负向的。接下来仅以验证两个变量之间的因果关系。

通过格兰杰检验结果可以看出，在滞后期为1，2期时，出口结构变化都不是产业结构变化的原因，并且这种不可能性相伴概率在上升，在滞后一期时相伴概率为0.8063，滞后2期的相伴概率为0.9817。但是，在滞后期为1，2期时，产业结构却都是出口结构变化的原因，这种可能性的相伴概率在上升，在滞后1期时0.0147，滞后2期为0.0401，这表明产业结构与出口结构存在单向的因果关系。

3、进口结构变化与产业结构变化之间的关系

首先建立产业结构变化对进口结构变化的回归方程，如下：

y=0.001156+0.001517x2

由此得到了残差？滋t，并对残差？滋t进行ADF检验，结果如表下表：

表5：残差？滋t的平稳性检验

由表5可知，在5%的显著性水平，残差？滋t拒绝原假设，因而在5%的水平上，？滋t是平稳序列。对于产业结构变化与进口结构建立误差修正模型如下：

上式为中国产业结构变化与进口结构变化的短期动态关系，虽然从回归方程表明两者具有正向的长期关系。

但是上式表明短期调整系数是负的，还表明其中每年实际发生的产业结构变化与其长期均衡值的35.8%的偏差将被得到修正调整。

上述结果验证了产业结构与进口结构的长短期的变化关系，至于它们之间的因果关系需要进一步检验。接下来采用格兰杰检验其因果关系。

通过格兰杰因果分，析可知在滞后期为1，2时候，进口结构变化不是产业结构变化的原因，并且拒绝的相伴概率在逐渐增大，滞后1期时相伴概率为0.9595，滞后2期为0.9158。而中国的产业结构变化是进口结构变化的原因，并且这一可能性随着滞后期增加，其相伴概率在增大，滞后1期时为0.0017，滞后2期为0.0138。由此，表明产业结构变化与进口结构变化之间存在单向的因果关系。

五、结论与不足

通过本文的实证研究，可以得出以下结：第一，产业结构调整面临的形势依然严峻。中国的产业结构在1990-2010年20年间，产业结构变化变化不大，这也和现实的经济结构面临的问题符合，当前正面临着严峻的产业结构调整问题，高耗能、低产出的粗放型经济并没有很好地得到改善，将是今后的宏观经济结构调整的主要任务；第二，对外依存度依然较大。中国的外贸进出口结构波动较大，容易受到外部的较大冲击，但是，近几年来进出口结构渐渐趋于改善；第三，产业结构会影响进出口结构的变化，但是进出口结构对产业结构没有影响，存在单向的因果关系。这也说明我国的经济发展方式存在一定程度的出口导向型，产业部门侧重于对外发展，从而使得产业结构的资源配置不合理以及较为粗放的生产产出方式影响到进出口部门的结构改善和效应。但是，通过进出口结构无法影响到产业结构的变化，说明中国产业结构问题存在于国内自身，并没有实现通过进出口来提高生产率和效益的提高，也进一步指出今后产业结构调整要立足于国内需求生产部门方面的效率提高，立足于自身的发展与改进。

本文的不足之处在于并没有具体地探讨各个细分的产业部门，而只是粗略地考察三大产业的比重，同时，没有较好地选择能全面反映产业发展的指标；而在进出口结构方面，没有细分到具体的贸易产品方面，没有充分考虑贸易产品的竞争力，不够细致。而这些不足也是今后进一步研究的重点。