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摘要：在自由競爭市場條件下，對外貿易與產業結構升級有密切的關聯，然而，我國的對外貿易的增長是否促進了產業結構的升級，還有待通過實證檢驗來考察，文章利用省際面板數據，就對外貿易對我國產業結構升級的效應進行實證檢驗。實證檢驗表明：進口貿易對促進我國產業結構升級（工業化）的作用在統計上不顯著，出口對促進我國產業結構升級的作用在統計上顯著，但與內需相比其作用相當有限。

關鍵詞：對外貿易；產業結構升級；省際面板數據

一、對外貿易與產業結構升級———基于省際面板數據的實證檢驗

改革開放40多年來，我國一直處在工業化的進程當中，雖然第一產業的產值比重已低于7.2%，但我國尚未完成工業化，我國產業結構升級在很大程度上仍然是工業化，工業產值占GDP比重仍然是衡量產業結構的升級與優化的重要指標。

（一）數據處理及模型設定

關于對外貿易與產業結構關系研究的文獻中，絕大多采用時間序列的方法來分析。但我國各地區產業結構與經濟發展的差異較大，單純的時間序列分析方法無法準確反映我國不同地區對外貿易與產業結構關系的差異性，而面板數據分析方法可以考慮地區間的個體差異，得出更有效的分析結果。基于數據的可獲得性（因部分省份1992年之前的進出口數據不完整），本文采用1992~2013年的省際面板數據。產業結構演變的一般規律是，工業占GDP的比重先升后降，從20世紀90年代以來，工業產值占GDP的比重總體上處于上升態勢，說明我國工業化還未完成，本節用工業產值占GDP的比重來衡量我國產業結構升級狀況。

（二）模型的設定與數據

選擇對于我國來說，產業結構升級在很大程度上仍是工業化的過程，工業化進程要受到內部和外部因素的影響。內部因素主要包括國內需求因素和供給因素。國內需求因素主要包括投資需求和消費需求，在未完成工業化之前，隨著收入的增加，對工業制成品的需求會增長，工業的產值比重會提高，因此人均固定資產投資、人均消費和人口規模作為模型的控制變量被引入模型。供給因素包括一國的自然資源稟賦狀況、技術、人力資本等因素。我們假定樣本期內我國的自然資源稟賦基本保持不變，因此模型不考慮自然資源稟賦因素。人力資本與人口規模相關，而技術與投資密切相關，因此人口與投資也被當作控制變量。外部因素主要包括FDI、進出口等因素。與其它研究產業結構的文獻不同，鑒于FDI在我國經濟中的重要作用，本文借鑒陳建華（2009）的做法把FDI引入模型，綜合以上對工業化影響的因素，我們選取以下變量作為模型的解釋變量：ex：出口占GDP的比重im：進口占GDP的比重fdi：外商直接投資占GDP的比重c：實際人均消費invest：國內固定資產投資占GDP的比重，即投資率或資本形成率pop：年末人口數模型的被解釋變量：industr：工業產值占GDP比重結合中國的實際，參考錢納里的經典計量模型，借鑒國內學者吳進紅（2005）、江霞（2010）和孫曉華（2013）等的研究，我們建立如下的省際面板數據模型來實證對外貿易在我國產業結構升級中所起的作用。lnindutrit=a+a1+β1lnexit+β2lnimit+β3lnfdiit+β4lninvestit+β5lncit+β6lnpopit+εit（1）其中t代表時期截面，i代表省（市）截面。為減少模型的異方差，增加數據的平穩性，我們采用比例指標（人口變量除外），并對所有的原始數據取自然對數。為消除異方差和自相關的影響，對于全國的回歸方程，由于截面數大于時序個數，因此采用截面加權估計法（CSW）。所有數據來源于中國歷年統計年鑒、各地區統計年鑒及CNKI中國經濟與社會發展統計數據庫。由于我國東部、西部及中部地區所處的工業化階段差異較大，相應地本文就東、中、西三個地區分別做變截距固定效應模型的面板數據檢驗，本文關于隨機效應模型或固定效應模型的選擇標準是基于Hausman檢驗，針對模型（1）的4個回歸方程的檢驗的結果表明，橫截面固定效應模型的效果要優于橫截面隨機效應模型，所以本文選用橫截面固定效應模型，本文的所有計量處理均采用Eviews8.0軟件。本文按照國家統計局傳統的區域劃分方法，其中東部地區包括北京、廣東、海南等11個省（市），中部地區包括黑龍江、吉林、湖北等8省，西部包括新疆、四川、重慶和內蒙古等11個省市（自治區）。

（三）面板數據的平穩性檢驗

本文采用通常的Levin、LinandChu方法（即LLC檢驗法）和Fisher-ADF兩種方法來進行單位根檢驗。經檢驗發現，除西部地區的ln（fdi）序列為平穩序列外，其余的序列至少有一種檢驗表明是非平穩序列，而所有序列的一階差分序列均為平穩序列，即各變量序列均為一階單整序列I（1），滿足協整檢驗的條件。（四）協整檢驗時間序列往往是非平穩的，一般不能直接用于建立模型，但如果兩個或多個時間序列的某個線性組合是平穩的或為I（0），則這些非平穩時間序列之間被認為具有長期的均衡關系，即所謂的協整關系。關于面板數據協整關系的檢驗，本文采用文獻中通常的Johansen方法。經檢驗表明模型（1）的變量間存在5個協整關系，說明它們之間存在長期的穩定關系，因此在此基礎上可以進行面板數據回歸分析。

二、對外貿易與產業結構升級—模型

估計結果與分析如表1所示，模型（1）的回歸結果表明，絕大多數變量的回歸系數在統計上是顯著的，由于采用雙對數模型，因此變量前的系數表示彈性，各變量對產業結構升級的作用分析如下：第一，對外貿易（出口）對產業結構升級的作用表現為，全國和東部的彈性系數在統計上均是顯著的，全國的彈性系數僅為0.001（遠遠小于1）。東部地區與中西部地區的出口對產業結構升級的作用有明顯的差異，東部地區的彈性系數為0.094（遠遠小于1），而中部與西部的對外貿易（出口）對產業結構升級在統計上沒有促進作用。第二，對外貿易（進口）對產業結構的升級作用表現為，全國、東部、中部、和西部地區的系數在統計上均不顯著。第三，FDI對產業結構升級的作用表現為，在全國和各地區上都是統計顯著的，但彈性系數值較小，中部地區的彈性系數最大，不過也只有0.028（遠遠小于1）。第四，社會固定資產投資和人均實際消費，無論是全國還是各地區，其系數在統計上均顯著，且它們的彈性系數值均遠遠大于出口和FDI的彈性系數值。第五，人口因素的統計顯著性不強，其符號也不確定，全國和中部地區的系數顯著為負。（包括國內固定資產投資和消費）是我國產業結構升級的主要動力。除東部地區以外，全國、中部和西部地區產業結構升級的投資彈性和產業結構升級的消費彈性均遠遠大于產業結構升級的出口彈性和產業結構升級的FDI彈性，說明對外貿易和FDI對我國產業結構升級作用微弱，我國產業結構升級的主要動力是內需（包括固定資產投資需求和消費需求），這一發現提醒我們：對外貿易和FDI對我國產業結構升級的推動作用可能較弱。理論上，對外貿易一直被認為是一國經濟增長的重要發動機，但如果從對外貿易對促進一國產業結構升級的效果來看，對于絕大多數發展中國家而言，對外貿易的發展并沒有伴隨產業結構的自動升級。關于對外貿易是否有利于我國產業結構升級，理論界存在分歧，國內部分學者如賈根良（2010）等認為，按比較優勢參與國際貿易，使得我國被限制在制造業的低端環節，是造成我國產業結構升級艱難的根本原因。特別是占據出口貿易半壁江山、大進大出的加工貿易，與國內產業的產業內和產業間聯系不緊密，其國內增值程度低，對我國產業升級的帶動作用自然十分有限。進口貿易對產業結構升級的作用，無論是全國還是各地區，在統計上不顯著。造成這一現象的主要原因有兩點：一是與加工貿易進口在我國進口貿易所占比重一直較高有關，二是與我國引進國外先進技術設備后，消化吸收不足有關。加工貿易的進口是為出口服務的，與國內工業的前后向聯系比較松散，因此與加工貿易有關的進口對我國產業結構升級帶動作用可能很小。而對引進的機器設備消化吸收不足一直是困擾我國工業發展的難題，技術和設備的引進往往掉入“落后—引進—再落后—再引進”的陷阱，無法突破核心技術，無法生產出高附加值的產品，只能生產低附加值的勞動密集型產品，造成產業升級困難。理論上，FDI通過技術外溢效應，促進東道國的技術進步，從而推動產業結構的升級，但上述實證結果表明在我國FDI的“技術外溢”效應可能不明顯，這也許間接為“市場換技術”的失敗提供了經驗證據支持。這一結論與趙紅、陳迅等（2006）的研究一致，他們的研究認為FDI與我國的產業結構變動不存在長期的均衡關系，FDI不是我國產業結構升級的主要推動力量。本文的實證檢驗為賈根良（2010）的論斷提供了經驗證據支持，從實證檢驗結果上看，進出口貿易并沒有促進中部和西部地區的產業結構升級。從全國和東部地區來看，出口對產業結構升級起到了正面的作用，但其對產業結構升級的作用遠遠小于固定資產投資和實際人均消費，而進口在全國和各地區均對產業結構升級不存在顯著關系。這可能與我國過分按照比較優勢參與國際經濟大循環有關，我國積極利用低成本比較優勢參與國際分工，如今已成為世界第一大出口國，從2000年開始，我國的出口依存度一直在20%以上，出口占用了我國大量的勞動力、原材料等資源，分析表明，我國出口主要以技術含量低、附加值低的勞動密集型產品為主，出口的快速增長自然難以有效帶動技術的進步，而技術進步是產業結構升級的核心動力。同樣，從全國來看，FDI對產業結構升級的作用也遠遠小于內需（固定資產投資和人均實際消費），產業結構升級的FDI彈性僅有0.005，說明FDI對我國產業結構升級的作用微乎其微，而產業結構升級的固定資產投資彈性為0.112。

三、基于省際面板數據的實證檢驗小結

基于省際面板數據的計量分析表明，進口貿易對促進我國產業結構升級（工業化）的作用在統計上不顯著。出口對促進我國產業結構升級（工業化）的作用在統計上顯著，但與內需（固定資產投資及消費）相比，出口對我國產業結構升級（工業化）的作用相當有限，這說明投資和消費是我國產業結構升級（工業化）的主要動力，對外貿易整體上對促進我國產業結構升級的作用不明顯。這一結果提醒我們追問，到底什么樣的對外貿易才可能有效地促進產業結構的升級？此外，盡管與對外貿易密切相關的FDI對我國產業結構升級的作用在統計上顯著，但與國內投資和人均實際消費相比，其作用也相當有限。這一實證檢驗結果可能為FDI“抑制論”，即FDI會抑制東道國產業的發展，提供了經驗證據。一些國外學者如KOkko(1994)、HaddadandHarrison(1993)以及Romer(1990)指出FDI并不一定能帶來東道國研發能力的提高，從長期來看FDI可能改變東道國的資源配置結構，對東道國的產業結構升級產生抑制作用。國內學者如秦曉鐘（1998）、何潔（2000）等指出中國正掉入現代化陷阱，即掉入“落后—引進—再落后—再引進”的陷阱。在以市場換技術的思想指導下，大量的FDI并購我國的民族企業，利用其技術優勢和品牌優勢，形成行業壟斷，造成我國自主開發能力的下降，導致我國產業發展的潛力不足,從而抑制了我國產業結構的升級。

參考文獻：

[1]陳建華,馬曉逹.中國對外貿易結構與產業結構關系的實證研究[J].北京工商大學學報(社會科學版),2009(02):1-5.

[2]吳進紅.對外貿易與長江三角洲地區的產業結構升級[J].國際貿易問題,2005(04):58-62.

[3]江霞.貿易政策與中國產業結構優化研究[D].濟南:山東大學,2010.

[4]孫曉華,王昀.對外貿易結構帶動了產業結構升級？—基于半對數模型和結構效應的實證檢驗[J].世界經濟研究,2013(01):43-48.

[5]賈根良.國際大循環經濟發展戰略的致命弊端[J].馬克思主義研究,2010(12):53-64.

[6]趙紅,張茜.外商直接投資對我國產業結構影響的實證研究[J].國際貿易問題,2006(08):34-39.

作者：駱革新 單位：廣東石油化工學院