路澤禪，張 軍

（貴州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴陽 550025）

0 引言

我國在加入世界貿(mào)易組織后，對外貿(mào)易取得了飛速的發(fā)展。我國的對外貿(mào)易總額由2001 年的5 096.5 億美元增長到了2018 年的46 224.2 億美元，增長了9.07 倍，年增長率達到了13.03%。伴隨著對外貿(mào)易的快速發(fā)展，我國產(chǎn)業(yè)比重也在發(fā)生變動。具體表現(xiàn)為：第一產(chǎn)業(yè)的比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)比重保持穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重快速提高。積極利用對外貿(mào)易是推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的有效途徑，因此實證研究我國對外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關(guān)系，對在“新常態(tài)經(jīng)濟”背景下優(yōu)化我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和促進經(jīng)濟良好發(fā)展具有重大的現(xiàn)實意義。

1 對外貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的實證研究

1.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用中國對外貿(mào)易總額的對數(shù)形式來代表對外貿(mào)易狀況（LNY22）；用中國第一產(chǎn)業(yè)GDP 值的對數(shù)形式（LNX11）來反映中國第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況，同理，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀況分別用LNX22、LNX33 來表示。變量數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計年鑒，選取的時間段是1990－2018 年。

1.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

在運用時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建模型時，一般都要求對序列進行平穩(wěn)性檢驗。因此，本文在做模型之前先對數(shù)據(jù)序列進行平穩(wěn)性檢驗。本文運用迪基-富勒檢驗（ADF 檢驗），分別對LNY22、LNX11、LNX22、LNX33 以 及 其 一 階 差 分 變 量（DLNY22、DLNX11、DLNX22、DLNX33）進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示時間序列LNY22、LNX11、LNX33 都沒通過10%的檢驗水準，屬于非平穩(wěn)序列，而LNX22 是不含有單位根的趨勢非平穩(wěn)序列，所以這四個序列都是非平穩(wěn)時間序列。在對其一階差分后，DLNY22、DLNX11、DLNX22、DLNX33 都在通過了5%的檢驗水平，這說明這四個變量在經(jīng)過一階差分后都是平穩(wěn)序列，即它們都是一階單整時間序列。

1.3 Johansen 協(xié)整檢驗

由上述的單位根檢驗可知，這四個時間序列都是一階單整。因此，就不能建立無約束的VAR 模型，因此，我們需要進一步檢驗四個變量之間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系，若存在我們便可以建立誤差修正模型（VEC）。本文選用Johansen 極大似然估計法對變量之間進行協(xié)整分析，但在做Johansen 檢驗之前我們需要構(gòu)建一個合理的VAR 模型。為此，本文先構(gòu)造了VAR模型，建立的VAR 模型結(jié)果如下。

圖1 VAR（1）模型中單位根檢驗成果

從表1 以及圖1 中我們可以看出，我們建立合理的VAR模型是VAR（1）。接下來我們運用Johansen 檢驗的跡統(tǒng)計量來判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果存在協(xié)整協(xié)整關(guān)系在進一步確定協(xié)整關(guān)系的個數(shù)，檢驗的結(jié)果如表2 所示。

表2 的結(jié)果顯示，由于原假設(shè)None 的跡統(tǒng)計量為51.01168，大于5%檢驗水平上的臨界值47.85 613，且p 值為0.024 5＜0.05，所以可以拒絕原假設(shè)，這說明協(xié)整關(guān)系至少存在一個。而由于原假設(shè)At most 1 的跡統(tǒng)計量為29.64 063，小于5%檢驗水平上的臨界值29.79 707，且p 值為0.052 1＞0.05，說明協(xié)整關(guān)系至多存在一個。結(jié)合兩者來看，本文的協(xié)整關(guān)系只有一個，即變量之間只存在一個協(xié)整關(guān)系。

1.4 誤差修正機制（VEC）

協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，中國的對外貿(mào)易額與三次產(chǎn)業(yè)雖然在長期中存在均衡關(guān)系，但在短期中會隨著一個變量的變動偏離長期均衡的狀態(tài)，會造成不穩(wěn)定的狀態(tài)；不過這種不均衡狀態(tài)會通過體統(tǒng)本身的誤差修正機制逐漸消除。為了研究變量偏離長期均衡后自動調(diào)節(jié)的速度與方向以及這四個序列之間短期的相互影響，本文構(gòu)造了VEC 模型，運用eviews 估計的參數(shù)結(jié)果如下。

在該誤差修正項中，ECM 為修正項，誤差修正項的系數(shù)為調(diào)整不均衡狀態(tài)的系數(shù)，反映了在VEC 模型中變量當(dāng)期的變化消除上一期造成誤差的速度。從回歸結(jié)果中可以看出，有兩個系數(shù)為負值，且在這兩個負值中較大負值的絕對值要遠大于最大正值的系數(shù)值，最小負值的絕對值與最小的正系數(shù)值基本相等。因此，可以認為這些調(diào)整系數(shù)符合VEC 模型的反向修正機制。

誤差修正模型表明：在短期內(nèi)，我國進出口貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能偏離存在的長期穩(wěn)定水平，但這些偏離會由于誤差修正機制有所恢復(fù)。系數(shù)-0.030 128 表示的是在三次產(chǎn)業(yè)不變的情況下，對外貿(mào)易額在第t 年的變化會抵消掉前一年3.012 8%的誤差；而0.017 193 表示的是在二、三產(chǎn)業(yè)以及對外貿(mào)易額不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在第t 年的變化將會比前一年增大1.7193%的誤差。此外，所有的系數(shù)絕對值都很小，可以認為我國的對外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短期波動并沒有對長期均衡的狀態(tài)造成很大的沖擊。

2 結(jié)論與對策建議

通過實證分析我國對外貿(mào)易對三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期影響與短期影響，最終得出了如下幾點結(jié)論。

我國對外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在著長期均衡關(guān)系。從長期來看，對外貿(mào)易對三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展均具有正向作用，且作用顯著。

對外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)之間的短期沖擊沒有造成很遠的偏離長期均衡趨勢，短期波動后，系統(tǒng)會通過誤差修正機制回到均衡狀態(tài)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，我國對外貿(mào)易的沖擊對三次產(chǎn)業(yè)均具有正向的促進作用，且在長期都會趨于穩(wěn)定狀態(tài)。另外，對外貿(mào)易沖擊對我國以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)的促進作用最大，對以農(nóng)副產(chǎn)品為主的第一產(chǎn)業(yè)的推進作用最小。

從實證分析中可以看出，我國對外貿(mào)易對于三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化具有明顯的推進作用，為了實現(xiàn)在“新常態(tài)”背景下我國各產(chǎn)業(yè)總值的不斷上升，整體結(jié)構(gòu)的進一步優(yōu)化，本文嘗試提出以下幾點建議。第一，提高地區(qū)間三次產(chǎn)業(yè)要素的合理分配，進而提高我國產(chǎn)業(yè)總值的上升。我國是一個資源豐富的大國，但同時我國也存在著資源配置不合理的狀況，這一狀況在地區(qū)間顯得尤為突出。例如，西南地區(qū)自然環(huán)境缺乏優(yōu)勢，過度依賴于自然資源開發(fā)來帶動經(jīng)濟的發(fā)展必然不可持續(xù)，但是西南地區(qū)的勞動力資源豐富，而第三產(chǎn)業(yè)又是轉(zhuǎn)移剩余勞動力的有效途徑。為此，西南地區(qū)可以利用“一帶一路”提供的平臺與機遇，積極發(fā)展服務(wù)外包業(yè)務(wù)，大力發(fā)展對外服務(wù)貿(mào)易，從而促進產(chǎn)業(yè)之間資源的合理配置，進而促進產(chǎn)業(yè)總值的上升；第二，積極運用我國舉辦的“進博會”平臺，積極地引進國外科技含量高的商品和要素，通過利用引進的國外先進技術(shù)來推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；第三，加強我國與“一帶一路”沿線各國的經(jīng)貿(mào)交流，從而促進我國的出口方式向高質(zhì)量型發(fā)展，最終實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。