廣東省產(chǎn)業(yè)結構與出口商品結構的相關性研究

暨南大學經(jīng)濟學院 石柳

近年來，在我國經(jīng)濟迅速發(fā)展的過程中，外貿(mào)出口一直扮演著經(jīng)濟發(fā)展發(fā)動機的角色，對促進國內(nèi)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長，保持市場經(jīng)濟環(huán)境繁榮發(fā)展做出了突出貢獻。作為全國經(jīng)濟龍頭的廣東省在外貿(mào)出口規(guī)模上也是全國第一位，廣東的出口商品主要以工業(yè)制成品、勞動密集型產(chǎn)品為主，近年來隨著科學技術水平的不斷提高和裝備制造業(yè)的迅速發(fā)展，廣東省的產(chǎn)業(yè)結構有了很大的調整，出口商品中高附加值產(chǎn)品所占比例逐步攀升，機電類具有較高技術含量的產(chǎn)品出口數(shù)量不斷增長，在廣東省大宗出口商品中的比重越來越高。整體來看，廣東的出口商品機構從以往的農(nóng)副產(chǎn)品、工業(yè)原材料等初級產(chǎn)品為主向具有一定技術含量的工業(yè)制成品為主過渡，出口商品結構正在逐步調整優(yōu)化。宏觀分析廣東省的產(chǎn)業(yè)結構調整，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與服務業(yè)產(chǎn)值在GDP中的比重正呈反比例發(fā)展，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比大幅度下滑，工業(yè)在GDP中的比重穩(wěn)步增長，而服務業(yè)所占比重近年來大幅增加，這說明廣東省的產(chǎn)業(yè)結構調整取得了很大的成果，產(chǎn)業(yè)升級過程中結構比例得到進一步的優(yōu)化調整。

產(chǎn)業(yè)結構是決定出口商品結構的重要影響因素，從某種意義上來講，產(chǎn)業(yè)結構可以作為出口商品結構的基礎。本文針對廣東省上世紀八十年代末至本世紀初的出口資料數(shù)據(jù)進行研究分析，以期從中找出產(chǎn)業(yè)結構與出口商品結構之間存在的一些相關聯(lián)系和規(guī)律，對優(yōu)化出口商品結構提供參考意見。

1 產(chǎn)業(yè)結構與出口商品結構的互動關系

傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論認為，一個國家的出口商品結構與其國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構密切相關。出口產(chǎn)品是國內(nèi)生產(chǎn)出來滿足本國需求后多余出來的商品，拿去做對外貿(mào)易換取本國無法生產(chǎn)或產(chǎn)能有限的商品或直接換取外匯。經(jīng)濟學界一致認為，產(chǎn)業(yè)結構決定出口商品結構。產(chǎn)業(yè)結構對外貿(mào)出口商品結構的影響是顯而易見的，同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的多層次性促進產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易出口產(chǎn)品的多層次；產(chǎn)業(yè)升級前生產(chǎn)產(chǎn)品技術含量低，大多屬勞動密集型產(chǎn)品，外貿(mào)出口的商品結構肯定以低端產(chǎn)品為主；隨著工業(yè)化進程的加快，科學技術發(fā)展迅猛，生產(chǎn)力大幅提升，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化組合，生產(chǎn)產(chǎn)品的技術含量、資本含量所占比重大大增加，出口商品結構自然得到調整。外貿(mào)出口商品結構提升發(fā)過來又會促進國內(nèi)相關產(chǎn)業(yè)的升級發(fā)展，使之迅速跟上國際潮流，并一定程度上帶動周邊產(chǎn)業(yè)共同發(fā)展，促使產(chǎn)業(yè)結構進一步得到優(yōu)化調整，從而使國民經(jīng)濟進入良性循環(huán)的快速發(fā)展快車道。

2 實證分析

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文資料數(shù)據(jù)選取時間范圍為1987～2009年。資料內(nèi)容為：廣東省農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務業(yè)三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；廣東省對外貿(mào)易初級產(chǎn)品出口額和工業(yè)制成品出口額。本研究資料數(shù)據(jù)選取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《廣東省統(tǒng)計年鑒2010》。文中涉及到的外貿(mào)出口商品結構和相關產(chǎn)業(yè)結構都使用等比例模式關系。出口商品結構為工業(yè)制成品出口額與初級產(chǎn)品出口額的比例，即出口商品結構EXC＝工業(yè)制成品出口額/初級產(chǎn)品出口額。不同時期產(chǎn)業(yè)結構調整造成的變化本文不計算在內(nèi)。為了便于表達，在本文中，第一產(chǎn)業(yè)比例GDP1＝第一產(chǎn)業(yè)/GDP，以此類推，第二產(chǎn)業(yè)比例GDP2＝第二產(chǎn)業(yè)/GDP，第三產(chǎn)業(yè)比例GDP3＝第三產(chǎn)業(yè)/GDP。

2.2 單位根檢驗

為了檢驗上述時間序列的平穩(wěn)性，需要對EXC、GDP1、GDP2和GDP3進行單位根檢驗，通過對上述序列取對數(shù)，得到新的序列l(wèi)nEXC、lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3。由表1的檢驗結果可以看出，lnEXC、lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3 都是二階單整過程，它們的二階差分序列是平穩(wěn)的。因此我們可以在此基礎上繼續(xù)檢驗這些序列之間的協(xié)整關系。

表1 各變量的ADF單位根檢驗結果

2.3 協(xié)整檢驗

雖然上述時間序列是二階單整的，但在這種時間序列中可以推斷存在某種線性組合，這種線性組合反映了多個變量之間長期穩(wěn)定的比例關系。因而需要多序列進行協(xié)整分析。而在協(xié)整檢驗前首先必須確定VAR模型的滯后階數(shù)。由于5個評價指標(見表2)都認為應建立VAR(2)，所以確定建立VAR(2)，即協(xié)整檢驗的VAR模型滯后階數(shù)為2。

表2 VAR模型滯后階數(shù)的選擇

對VAR模型進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)VAR 模型中存在大于 1的根，因而是一個非穩(wěn)定系統(tǒng)。由此可知協(xié)整檢驗的VAR模型最大滯后階數(shù)為2。由檢驗結果可知，上述4個時間序列在1%的顯著性水平下存在1個協(xié)整關系，故我們可以得到如下的協(xié)整方程(括號內(nèi)的數(shù)值表示參數(shù)估計的統(tǒng)計量)：

該方程表明，廣東省商品出口結構和和三大產(chǎn)業(yè)比例之間存在長期的關系。出口商品結構對第一產(chǎn)業(yè)比例的敏感度系數(shù)為-4.54，即第一產(chǎn)業(yè)比例每下降1%，廣東省出口商品結構則會相應增加4.54 %。而第二、三產(chǎn)業(yè)比例和出口結構之間在長期內(nèi)是正向變動的。其中第二產(chǎn)業(yè)比例每增加1%，商品出口結構則會相應增加4.8 %；第三產(chǎn)業(yè)比例每增加1%，出口商品結構相應增加16.4 %。

2.4 向量誤差修正模型(VEC模型)

非約束的VAR對變量不施加協(xié)整約束。如果VAR模型中某些變量之間是協(xié)整的，則需要建立一個向量誤差修正(VEC)模型。在該模型中，我們假設其中幾個變量之間是協(xié)整關系，那么它們之間的關系長期來看是相互保持均衡的；但短期內(nèi)的變量之間的關系肯定會出現(xiàn)某種失衡，對于這種短期內(nèi)的不均衡，我們可以使用誤差修正模型來描述。在相同階差分的平穩(wěn)時間序列中，可能會有某種穩(wěn)定的線形組合，這種組合會把相互協(xié)整過程和長期穩(wěn)定均衡結合起來，使其中的誤差進一步得到修正。使用誤差修正模型有效防止了長期關系偏差在規(guī)模和數(shù)量上的擴大，因此，我們相信任何一組相互協(xié)整的時間序列在變量上都存在誤差修正機制，根據(jù)這種機制可以從側面觀察到短期調節(jié)行為。在此次研究過程中，因為lnEXC、lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3都是二階單整的，所以筆者判斷它們之間必存在著協(xié)整關系，因此可以建立誤差修正模型。具體的調整速度系數(shù)見表3：

表3 調整速度系數(shù)

從結果可知，方程的擬合優(yōu)度較高，通過誤差修正模型計算，可知R2值為0.744。該模型表明，二、三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重在較短的時間內(nèi)對廣東省外貿(mào)出口商品結構的影響是呈正比的；而第一產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例在短期內(nèi)對廣東省外貿(mào)出口商品結構的影響在模型中顯示不太明顯。另外，從檢驗結果中我們可以看到，短期調整系數(shù)是顯著的，長期的出口商品結構在線性組合中呈明顯的穩(wěn)定趨勢。這表明廣東省的出口商品結構變動中的短期動態(tài)調整機制并不太強，出口結構短期波動后，只有較少部分能夠得到自動調整，因而只有在長期內(nèi)均衡關系才是穩(wěn)定的。

2.5 方差分解

在本研究中為了進一步闡明變量間因果關系的強度，筆者運用方差分解法根據(jù)長期調研得來的寶貴經(jīng)驗對變量lnEXC的不同期限的預測誤差的方差進行了充分的分解。具體數(shù)據(jù)見表4：

表4 變量lnEXC的方差分解

從表4結果可知，在第一、二期，變量lnEXC的所有變動均來自其自身的信息，因此第一個數(shù)字總是100%。在研究過程中，不考慮出口結構自身的貢獻度。從表中最下行開始推論，我們可以看到第一產(chǎn)業(yè)比例對廣東省外貿(mào)出口商品結構優(yōu)化調整的貢獻度數(shù)值為1.54；而第二產(chǎn)業(yè)相應數(shù)值達到了27.03，遠遠高于其他產(chǎn)業(yè)的貢獻度；第三產(chǎn)業(yè)所占比重的貢獻度只有8.30。由此可見，第二產(chǎn)業(yè)比例對于改善廣東省的商品出口結構的貢獻度最大，工業(yè)制成品出口量在這一時期大幅度增長進一步證明了這一結果的可信度；第三產(chǎn)業(yè)比例的貢獻度排在第二，而第一產(chǎn)業(yè)比例則排在最后，相對的貢獻度最小。

3 結語

通過這次調查研究，我們得出結論：廣東省商品出口結構(EXC)、第一產(chǎn)業(yè)比例(GDP1)、第二產(chǎn)業(yè)比例(GDP2)和第三產(chǎn)業(yè)比例(GDP3)之間存在長期的均衡關系，可謂是此消彼長。其中，第三產(chǎn)業(yè)的GDP比重變化對出口商品結構來說是最大的影響因素(其敏感度系數(shù)為16.35)，排在第二位的是第二產(chǎn)業(yè)比例(GDP2)(敏感度系數(shù)為4.80)；第一產(chǎn)業(yè)比例(GDP3)對出口商品結構的影響最不明顯(敏感度系數(shù)為- 4.54)。

本文在這次研究中首次應用到誤差修正模型，結果與上述結論也是十分相符的。這說明廣東省出口商品結構在短期內(nèi)受二、三得出的結果與上述結論同樣也非常吻合。誤差修正模型表明：從短期來看，第二產(chǎn)業(yè)比例和第產(chǎn)業(yè)在GDP中的比例變化還是很顯著的，短期內(nèi)廣東省應該大力發(fā)展二三產(chǎn)業(yè)，增加GDP中二三產(chǎn)業(yè)所占比重，加快產(chǎn)業(yè)升級步伐，調整工業(yè)、制造業(yè)布局，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，加快科技成果的產(chǎn)業(yè)化應用，進一步提高出口產(chǎn)品的科技含量和附加值。根據(jù)方差分解的結果分析，長遠看，第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例對廣東省出口商品結構優(yōu)化調整的影響最為深遠。

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