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摘要：在自由競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)條件下，對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有密切的關(guān)聯(lián)，然而，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)是否促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，還有待通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)來(lái)考察，文章利用省際面板數(shù)據(jù)，就對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)表明：進(jìn)口貿(mào)易對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（工業(yè)化）的作用在統(tǒng)計(jì)上不顯著，出口對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用在統(tǒng)計(jì)上顯著，但與內(nèi)需相比其作用相當(dāng)有限。

關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；省際面板數(shù)據(jù)

一、對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)———基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

改革開放40多年來(lái)，我國(guó)一直處在工業(yè)化的進(jìn)程當(dāng)中，雖然第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重已低于7.2%，但我國(guó)尚未完成工業(yè)化，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在很大程度上仍然是工業(yè)化，工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重仍然是衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)與優(yōu)化的重要指標(biāo)。

（一）數(shù)據(jù)處理及模型設(shè)定

關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究的文獻(xiàn)中，絕大多采用時(shí)間序列的方法來(lái)分析。但我國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異較大，單純的時(shí)間序列分析方法無(wú)法準(zhǔn)確反映我國(guó)不同地區(qū)對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的差異性，而面板數(shù)據(jù)分析方法可以考慮地區(qū)間的個(gè)體差異，得出更有效的分析結(jié)果?；跀?shù)據(jù)的可獲得性（因部分省份1992年之前的進(jìn)出口數(shù)據(jù)不完整），本文采用1992~2013年的省際面板數(shù)據(jù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的一般規(guī)律是，工業(yè)占GDP的比重先升后降，從20世紀(jì)90年代以來(lái)，工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重總體上處于上升態(tài)勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)工業(yè)化還未完成，本節(jié)用工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來(lái)衡量我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)狀況。

（二）模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)

選擇對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在很大程度上仍是工業(yè)化的過(guò)程，工業(yè)化進(jìn)程要受到內(nèi)部和外部因素的影響。內(nèi)部因素主要包括國(guó)內(nèi)需求因素和供給因素。國(guó)內(nèi)需求因素主要包括投資需求和消費(fèi)需求，在未完成工業(yè)化之前，隨著收入的增加，對(duì)工業(yè)制成品的需求會(huì)增長(zhǎng)，工業(yè)的產(chǎn)值比重會(huì)提高，因此人均固定資產(chǎn)投資、人均消費(fèi)和人口規(guī)模作為模型的控制變量被引入模型。供給因素包括一國(guó)的自然資源稟賦狀況、技術(shù)、人力資本等因素。我們假定樣本期內(nèi)我國(guó)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(guī)模相關(guān)，而技術(shù)與投資密切相關(guān)，因此人口與投資也被當(dāng)作控制變量。外部因素主要包括FDI、進(jìn)出口等因素。與其它研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)不同，鑒于FDI在我國(guó)經(jīng)濟(jì)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(duì)工業(yè)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(jìn)口占GDP的比重fdi：外商直接投資占GDP的比重c：實(shí)際人均消費(fèi)invest：國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重，即投資率或資本形成率pop：年末人口數(shù)模型的被解釋變量：industr：工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重結(jié)合中國(guó)的實(shí)際，參考錢納里的經(jīng)典計(jì)量模型，借鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者吳進(jìn)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(shù)據(jù)模型來(lái)實(shí)證對(duì)外貿(mào)易在我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)中所起的作用。lnindutrit=a+a1+β1lnexit+β2lnimit+β3lnfdiit+β4lninvestit+β5lncit+β6lnpopit+εit（1）其中t代表時(shí)期截面，i代表?。ㄊ校┙孛妗闇p少模型的異方差，增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們采用比例指標(biāo)（人口變量除外），并對(duì)所有的原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。為消除異方差和自相關(guān)的影響，對(duì)于全國(guó)的回歸方程，由于截面數(shù)大于時(shí)序個(gè)數(shù)，因此采用截面加權(quán)估計(jì)法（CSW）。所有數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒及CNKI中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。由于我國(guó)東部、西部及中部地區(qū)所處的工業(yè)化階段差異較大，相應(yīng)地本文就東、中、西三個(gè)地區(qū)分別做變截距固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，本文關(guān)于隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)是基于Hausman檢驗(yàn)，針對(duì)模型（1）的4個(gè)回歸方程的檢驗(yàn)的結(jié)果表明，橫截面固定效應(yīng)模型的效果要優(yōu)于橫截面隨機(jī)效應(yīng)模型，所以本文選用橫截面固定效應(yīng)模型，本文的所有計(jì)量處理均采用Eviews8.0軟件。本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法，其中東部地區(qū)包括北京、廣東、海南等11個(gè)?。ㄊ校?，中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、湖北等8省，西部包括新疆、四川、重慶和內(nèi)蒙古等11個(gè)省市（自治區(qū)）。

（三）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用通常的Levin、LinandChu方法（即LLC檢驗(yàn)法）和Fisher-ADF兩種方法來(lái)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除西部地區(qū)的ln（fdi）序列為平穩(wěn)序列外，其余的序列至少有一種檢驗(yàn)表明是非平穩(wěn)序列，而所有序列的一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即各變量序列均為一階單整序列I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。（四）協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的，一般不能直接用于建立模型，但如果兩個(gè)或多個(gè)時(shí)間序列的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的或?yàn)镮（0），則這些非平穩(wěn)時(shí)間序列之間被認(rèn)為具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即所謂的協(xié)整關(guān)系。關(guān)于面板數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，本文采用文獻(xiàn)中通常的Johansen方法。經(jīng)檢驗(yàn)表明模型（1）的變量間存在5個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明它們之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，因此在此基礎(chǔ)上可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

二、對(duì)外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)—模型

估計(jì)結(jié)果與分析如表1所示，模型（1）的回歸結(jié)果表明，絕大多數(shù)變量的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，由于采用雙對(duì)數(shù)模型，因此變量前的系數(shù)表示彈性，各變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用分析如下：第一，對(duì)外貿(mào)易（出口）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用表現(xiàn)為，全國(guó)和東部的彈性系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均是顯著的，全國(guó)的彈性系數(shù)僅為0.001（遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1）。東部地區(qū)與中西部地區(qū)的出口對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用有明顯的差異，東部地區(qū)的彈性系數(shù)為0.094（遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1），而中部與西部的對(duì)外貿(mào)易（出口）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在統(tǒng)計(jì)上沒(méi)有促進(jìn)作用。第二，對(duì)外貿(mào)易（進(jìn)口）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)作用表現(xiàn)為，全國(guó)、東部、中部、和西部地區(qū)的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。第三，F(xiàn)DI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用表現(xiàn)為，在全國(guó)和各地區(qū)上都是統(tǒng)計(jì)顯著的，但彈性系數(shù)值較小，中部地區(qū)的彈性系數(shù)最大，不過(guò)也只有0.028（遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1）。第四，社會(huì)固定資產(chǎn)投資和人均實(shí)際消費(fèi)，無(wú)論是全國(guó)還是各地區(qū)，其系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著，且它們的彈性系數(shù)值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于出口和FDI的彈性系數(shù)值。第五，人口因素的統(tǒng)計(jì)顯著性不強(qiáng)，其符號(hào)也不確定，全國(guó)和中部地區(qū)的系數(shù)顯著為負(fù)。（包括國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)）是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要?jiǎng)恿?。除東部地區(qū)以外，全國(guó)、中部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的投資彈性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的消費(fèi)彈性均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的出口彈性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的FDI彈性，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易和FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作用微弱，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要?jiǎng)恿κ莾?nèi)需（包括固定資產(chǎn)投資需求和消費(fèi)需求），這一發(fā)現(xiàn)提醒我們：對(duì)外貿(mào)易和FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)作用可能較弱。理論上，對(duì)外貿(mào)易一直被認(rèn)為是一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要發(fā)動(dòng)機(jī)，但如果從對(duì)外貿(mào)易對(duì)促進(jìn)一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效果來(lái)看，對(duì)于絕大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家而言，對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展并沒(méi)有伴隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的自動(dòng)升級(jí)。關(guān)于對(duì)外貿(mào)易是否有利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，理論界存在分歧，國(guó)內(nèi)部分學(xué)者如賈根良（2010）等認(rèn)為，按比較優(yōu)勢(shì)參與國(guó)際貿(mào)易，使得我國(guó)被限制在制造業(yè)的低端環(huán)節(jié)，是造成我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)艱難的根本原因。特別是占據(jù)出口貿(mào)易半壁江山、大進(jìn)大出的加工貿(mào)易，與國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間聯(lián)系不緊密，其國(guó)內(nèi)增值程度低，對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的帶動(dòng)作用自然十分有限。進(jìn)口貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用，無(wú)論是全國(guó)還是各地區(qū)，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。造成這一現(xiàn)象的主要原因有兩點(diǎn)：一是與加工貿(mào)易進(jìn)口在我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易所占比重一直較高有關(guān)，二是與我國(guó)引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)設(shè)備后，消化吸收不足有關(guān)。加工貿(mào)易的進(jìn)口是為出口服務(wù)的，與國(guó)內(nèi)工業(yè)的前后向聯(lián)系比較松散，因此與加工貿(mào)易有關(guān)的進(jìn)口對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶動(dòng)作用可能很小。而對(duì)引進(jìn)的機(jī)器設(shè)備消化吸收不足一直是困擾我國(guó)工業(yè)發(fā)展的難題，技術(shù)和設(shè)備的引進(jìn)往往掉入“落后—引進(jìn)—再落后—再引進(jìn)”的陷阱，無(wú)法突破核心技術(shù)，無(wú)法生產(chǎn)出高附加值的產(chǎn)品，只能生產(chǎn)低附加值的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，造成產(chǎn)業(yè)升級(jí)困難。理論上，F(xiàn)DI通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng)，促進(jìn)東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，但上述實(shí)證結(jié)果表明在我國(guó)FDI的“技術(shù)外溢”效應(yīng)可能不明顯，這也許間接為“市場(chǎng)換技術(shù)”的失敗提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。這一結(jié)論與趙紅、陳迅等（2006）的研究一致，他們的研究認(rèn)為FDI與我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI不是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要推動(dòng)力量。本文的實(shí)證檢驗(yàn)為賈根良（2010）的論斷提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持，從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果上看，進(jìn)出口貿(mào)易并沒(méi)有促進(jìn)中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。從全國(guó)和東部地區(qū)來(lái)看，出口對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了正面的作用，但其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于固定資產(chǎn)投資和實(shí)際人均消費(fèi)，而進(jìn)口在全國(guó)和各地區(qū)均對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不存在顯著關(guān)系。這可能與我國(guó)過(guò)分按照比較優(yōu)勢(shì)參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)大循環(huán)有關(guān)，我國(guó)積極利用低成本比較優(yōu)勢(shì)參與國(guó)際分工，如今已成為世界第一大出口國(guó)，從2000年開始，我國(guó)的出口依存度一直在20%以上，出口占用了我國(guó)大量的勞動(dòng)力、原材料等資源，分析表明，我國(guó)出口主要以技術(shù)含量低、附加值低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，出口的快速增長(zhǎng)自然難以有效帶動(dòng)技術(shù)的進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的核心動(dòng)力。同樣，從全國(guó)來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用也遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于內(nèi)需（固定資產(chǎn)投資和人均實(shí)際消費(fèi)），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的FDI彈性僅有0.005，說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用微乎其微，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的固定資產(chǎn)投資彈性為0.112。

三、基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)小結(jié)

基于省際面板數(shù)據(jù)的計(jì)量分析表明，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（工業(yè)化）的作用在統(tǒng)計(jì)上不顯著。出口對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（工業(yè)化）的作用在統(tǒng)計(jì)上顯著，但與內(nèi)需（固定資產(chǎn)投資及消費(fèi)）相比，出口對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（工業(yè)化）的作用相當(dāng)有限，這說(shuō)明投資和消費(fèi)是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（工業(yè)化）的主要?jiǎng)恿?，?duì)外貿(mào)易整體上對(duì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用不明顯。這一結(jié)果提醒我們追問(wèn)，到底什么樣的對(duì)外貿(mào)易才可能有效地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)？此外，盡管與對(duì)外貿(mào)易密切相關(guān)的FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用在統(tǒng)計(jì)上顯著，但與國(guó)內(nèi)投資和人均實(shí)際消費(fèi)相比，其作用也相當(dāng)有限。這一實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可能為FDI“抑制論”，即FDI會(huì)抑制東道國(guó)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。一些國(guó)外學(xué)者如KOkko(1994)、HaddadandHarrison(1993)以及Romer(1990)指出FDI并不一定能帶來(lái)東道國(guó)研發(fā)能力的提高，從長(zhǎng)期來(lái)看FDI可能改變東道國(guó)的資源配置結(jié)構(gòu)，對(duì)東道國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生抑制作用。國(guó)內(nèi)學(xué)者如秦曉鐘（1998）、何潔（2000）等指出中國(guó)正掉入現(xiàn)代化陷阱，即掉入“落后—引進(jìn)—再落后—再引進(jìn)”的陷阱。在以市場(chǎng)換技術(shù)的思想指導(dǎo)下，大量的FDI并購(gòu)我國(guó)的民族企業(yè)，利用其技術(shù)優(yōu)勢(shì)和品牌優(yōu)勢(shì)，形成行業(yè)壟斷，造成我國(guó)自主開發(fā)能力的下降，導(dǎo)致我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的潛力不足,從而抑制了我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

參考文獻(xiàn)：

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作者：駱革新 單位：廣東石油化工學(xué)院