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劉衛(wèi)東等(2010)采用投入產(chǎn)出法，通過計算2001—2006年中國各省市區(qū)對歐、美、日商品出口對各產(chǎn)業(yè)增加值和產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻程度，發(fā)現(xiàn)對歐、美、日出口在中國區(qū)域經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型中發(fā)揮著越來越重要的作用，尤其是對于沿海地區(qū)。閆海洲(2010)采用1990—2008年江、浙、滬的面板數(shù)據(jù)對影響產(chǎn)業(yè)結構高級化的因素進行了多變量回歸分析，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新和政府規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構高級化有正向作用，進出口貿(mào)易結構對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生負向作用，而FDI和社會投資的作用則不太明顯。杜傳忠、郭樹龍(2011)采用中國1997—2009年30省市面板數(shù)據(jù)的實證研究結果表明，資本投入、需求和外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生正向作用，而勞動力數(shù)量、技術水平、進出口貿(mào)易的影響并不顯著。張捷、張媛媛(2011)通過對廣東省的實證研究發(fā)現(xiàn)，廣東省的出口導向型發(fā)展模式阻礙了產(chǎn)業(yè)結構由工業(yè)經(jīng)濟向服務經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級。以上研究表明，出口貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響并不顯著，甚至是負面的。本文以我國出口規(guī)模第二大省———江蘇省為樣本，從區(qū)域經(jīng)濟的角度進一步研究二者的關系，為發(fā)展有利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級的貿(mào)易模式提供有益參考。

實證分析

變量選擇與數(shù)據(jù)說明本文選取江蘇省1980—2009年的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于相關各年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》。選取4個變量作為研究對象，即商品出口貿(mào)易額(EX)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(X1)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(X2)、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(X3)，所有變量取對數(shù)形式。其中，出口貿(mào)易額按照各年平均匯率兌換成以人民幣元為單位表示的價值，并根據(jù)GDP平減指數(shù)(以1978年為基期)對其進行平減，以消除物價波動的影響。

平穩(wěn)性檢驗檢驗序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗。實際應用中較常見的單位根檢驗方法是ADF檢驗。在ADF檢驗中，本文根據(jù)檢驗序列的曲線圖來確定模型檢驗形式(有無截距項、趨勢項)，根據(jù)SIC準則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。檢驗結果見表1。在1%的顯著水平下，lnEX、lnX1、lnX2、lnX3為非平穩(wěn)序列，但其一階差分均為平穩(wěn)序列。因此可以確定，lnEX、lnX1、lnX2、lnX3是一階單整序列。平穩(wěn)性檢驗結果表明，lnEX、lnX1、lnX2、lnX3滿足協(xié)整分析的條件，因此，可以根據(jù)協(xié)整檢驗的原理，通過回歸方程得到殘差序列的平穩(wěn)性檢驗結果，以此檢驗是否存在協(xié)整關系。盡管協(xié)整檢驗表明出口貿(mào)易與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重存在協(xié)整關系，但是D.W.值較小，說明上述回歸方程的殘差至少存在一階序列自相關。為了更精確估計出口貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的長期影響，通過一階自回歸AR(1)模型對上述回歸方程進行序列自相關的修正。一階自回歸AR(1)模型的估計結果表明，長期內(nèi)，江蘇省出口貿(mào)易每增加1個百分點，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降0.304個百分點，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升0.023個百分點。一階自回歸AR(1)模型的回歸方程和系數(shù)的各項檢驗值表明，出口貿(mào)易對其產(chǎn)業(yè)結構的影響是比較顯著的。傳統(tǒng)的經(jīng)濟模型通常表現(xiàn)變量之間的一種“長期均衡”關系，而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由“非均衡”過程生成。因此，需要根據(jù)數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡。也就是說，如果變量之間存在協(xié)整關系，就需要通過建立誤差修正模型進一步考察短期關系。

Granger因果檢驗在經(jīng)濟變量之間存在相關關系的基礎上，可以通過Granger因果檢驗進一步判定它們之間的因果關系。選取滯后期為1的Granger因果檢驗可得，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與出口貿(mào)易額存在單向因果關系，即本期出口貿(mào)易額可以引起后一期第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升，而三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與出口貿(mào)易額之間不存在任何方向上的因果關系。

結論與對策建議

(一)結論

本文以三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結構的指標，采用協(xié)整檢驗、誤差修正模型(ECM)、Granger因果關系檢驗，實證研究出口貿(mào)易對江蘇省產(chǎn)業(yè)結構變化的長期影響和短期影響，具體分析了出口貿(mào)易對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響效應。結果表明，出口貿(mào)易規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構變動具有長期影響，而且對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響效應存在差異，與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間存在長期協(xié)整關系，與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間不存在協(xié)整關系。一階自回歸AR(1)模型的估計結果表明，長期來看，江蘇省出口貿(mào)易每增加1個百分點，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降0.304個百分點，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升0.023個百分點;同時，出口貿(mào)易規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構也產(chǎn)生了短期影響，尤其是對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動的短期影響較為顯著。Granger因果關系檢驗再次表明，江蘇省出口貿(mào)易額與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在單向因果關系，與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間不存在任何方向上的因果關系。研究結果表明，出口貿(mào)易有利于工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，卻不利于工業(yè)經(jīng)濟向服務業(yè)經(jīng)濟過渡，出口貿(mào)易對江蘇省產(chǎn)業(yè)結構存在一定的短期和長期影響效應。

(二)對策建議

從短期來看，江蘇省應繼續(xù)通過擴大貿(mào)易規(guī)模和改善貿(mào)易商品結構來加快工業(yè)化進程。出口貿(mào)易規(guī)模的擴大對江蘇省工業(yè)化進程具有促進作用，同時也促進了江蘇省經(jīng)濟發(fā)展水平和就業(yè)水平的提高。因此，從短期來看，江蘇省應繼續(xù)實施出口導向型發(fā)展模式，擴大貿(mào)易規(guī)模，改善貿(mào)易結構，提高高技術產(chǎn)品出口比重。從長期來看，為了實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，江蘇省必須加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，不可忽視擴大貿(mào)易規(guī)?？赡軒淼倪^度工業(yè)化、服務業(yè)滯后等負面影響。發(fā)達國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷史表明，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，服務業(yè)在一國或者地區(qū)經(jīng)濟增長中的作用會逐漸加強。但從目前來看，江蘇省服務業(yè)發(fā)展水平還不高，主要表現(xiàn)為服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重較低、服務效率與質(zhì)量低下、服務功能不全等。解決這些問題，需要政府政策的積極引導和支持，一方面，為服務業(yè)發(fā)展創(chuàng)造一個有利的外部環(huán)境，另一方面，應該從資金、人才、技術等方面為服務業(yè)發(fā)展提供有效的要素供給。

作者：于鳳艷單位：上海師范大學天華學院