基于VECM模型的產(chǎn)業(yè)出口結構與加工貿易關系的實證分析

基于VECM模型的產(chǎn)業(yè)出口結構與加工貿易關系的實證分析

一、引言世界經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)驗表明，一國產(chǎn)業(yè)競爭力與出口結構之間具有強烈的互動關系，一定的出口結構反映了其出口產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，為此出口結構一直是國內外學者的研究熱點。學術界最早對出口結構進行研究的學者是里昂剔夫(1953)，其對1947年美國200個行業(yè)進行了分析后，提出了著名的“里昂剔夫之謎”。此后學術界對該領域進行了大量的研究，但多集中于以下四個方面：出口結構與經(jīng)濟增長的關系（如DanielLederman，WilliamF.Maloney，2003；Chan-HyunSohn，HongshikLee，2003；王永奇，2004等）、地區(qū)出口結構的對比分析（如DanielLederman，GuillermoPerry，2002；李準曄、金洪起，2002；秦熠群、金哲松，2005）、直接投資與出口結構的關系（如胡小娟、劉玉；2007）以及出口結構與產(chǎn)業(yè)競爭力（如程國強，2004；喬雯、易法海；2008）。由于近幾年來我國采用大規(guī)模引進零件和資本品，再大規(guī)模出口最終產(chǎn)品的方式參與國際分工使得加工貿易迅猛飛漲（姚洋，張曄；2008），為此很多學者對加工貿易與出口結構之間的關系進行了大量深入的研究。如姚洋，張曄(2008)在修正Hausmann模型的基礎上研究了加工貿易對出口品技術含量的影響，指出加工貿易與出口產(chǎn)品技術含量存在一個V型曲線的關系；VanAssche(2006)認為當出口被加工貿易所主導(dominated)時，發(fā)包方（發(fā)達國家）在原材料和零配件上的提供，會使得加工方出口結構因此而提高。加工貿易不僅在原料的提供等方面有助于一國出口品質量的提升，而且在加工中所帶來的技術外溢和“干中學”都會對加工國出口品質量的提升具有顯著的正作用；Branstetter&Lardy(2006)在經(jīng)驗分析的基礎上指出：發(fā)達國家將中國作為加工平臺的行為，會使得發(fā)達國家的技術標準對中國企業(yè)的生產(chǎn)形成有效的“示范”和“倒逼”效應，進而顯著改善(better)中國的出口結構。當然也有學者研究認為加工貿易的促進作用并不明顯甚至產(chǎn)生鎖定，如Wang&Wei(2008)基于我國城市層面的數(shù)據(jù)考察了加工貿易對出口結構的影響，發(fā)現(xiàn)出口結構優(yōu)化主要得益于人力資本的提升及政策激勵，加工貿易的作用力并不顯著；張杰、劉志彪(2008)指出中國以加工貿易、貼牌等方式嵌入全球價值鏈分工體系，將自己維持于低技術、低創(chuàng)新、勞動密集型的低端生產(chǎn)制造與組裝環(huán)節(jié)，很大程度上將自己的優(yōu)勢鎖定(holdup)在了技術含量較低的勞動密集型產(chǎn)業(yè)上?？偨Y現(xiàn)有文獻，加工貿易對出口結構的影響力主要有以下兩個方面：一是結構升級效應，多數(shù)學者指出加工貿易的結構升級效應主要表現(xiàn)為：首先加工貿易的出現(xiàn)提高了國內勞動力的熟練程度，使得國內勞動力通過“干中學”的方式由非熟練勞動力轉變?yōu)槭炀殑趧恿?，進而提高產(chǎn)品的品質；其次加工貿易中產(chǎn)品的最終需求方多為發(fā)達國家，發(fā)達國家的高標準、生產(chǎn)管理模式和生產(chǎn)工藝會對本國提供較好的“示范”與“外溢”效應，進而提高加工國出口品技術含量和質量；最后加工貿易會對國內企業(yè)形成有效的“倒逼”，進而迫使其加強技術投入或引進，提高本身出口品的質量，進而贏得國際市場。二是結構鎖定效應，即加工貿易實際上是發(fā)達國家將低附加值、低技術含量的加工組裝環(huán)節(jié)置于發(fā)展中國家，長期從事加工貿易的國家，其出口結構將被鎖定在低端環(huán)節(jié)。雖然學術界就加工貿易對出口結構的影響進行了一定的研究，并取得了一些成果，但由于研究時間相對較短，目前的研究存在兩方面不足：一是目前的研究多集中于加工貿易對出口結構的影響分析，并未涉及出口結構變遷對加工貿易的影響。二是由于數(shù)據(jù)的限制，現(xiàn)有研究多采用部分年份對比得出相應的結論，并未真正實現(xiàn)動態(tài)研究。為此本文作如下改進：基于長時間序列數(shù)據(jù)，構建VECM模型的長、短期格蘭杰因果檢驗模型結合脈沖響應函數(shù)研究出口結構和加工貿易（分為加工貿易和加工設備引進）的互動關系，由于產(chǎn)業(yè)層面出口和加工貿易的年度數(shù)據(jù)相對較少，為此我們采集月度數(shù)據(jù)進行實證分析，并將各月度數(shù)據(jù)劃分為2002～2005年和2006～2008年兩個階段，以實現(xiàn)動態(tài)研究。二、描述性指標和數(shù)據(jù)準備化學工業(yè)是我國重要的原材料產(chǎn)業(yè)，同國民經(jīng)濟各部門都有著十分密切的聯(lián)系，如冶金、煉油、造紙、制革等生產(chǎn)部門都起源于化工部門。進入新世紀后我國化工業(yè)的發(fā)展，已經(jīng)取得了令人矚目的成績，我國化工產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為門類齊全，產(chǎn)品配套不僅能滿足國民經(jīng)濟各部門發(fā)展需要，而且許多產(chǎn)品在國際市場上已占有相當份額，有的甚至占有舉足輕重的地位，并且化工產(chǎn)業(yè)的科研力量正在不斷加強，技術含量也在不斷提升。另外化工產(chǎn)業(yè)的加工貿易占出口的比例也呈逐年上升的趨勢，該比例已從2002年的50.22%上升到了2008年的66.04%?？梢娀ぎa(chǎn)業(yè)作為研究對象，既能體現(xiàn)我國出口結構變遷，又能較好反映加工貿易對出口結構的影響。（一）出口結構指標在測度化工產(chǎn)業(yè)出口結構變遷時，筆者采用Finger&Kreinin(1979)的相似結構指數(shù)。具體計算公式如下：根據(jù)HS分類法，p為化工產(chǎn)品中的11個系列。Schott(2006)指出b經(jīng)濟體的出口結構越高，測度所得a經(jīng)濟體的出口結構值越準確，為此，筆者選用美國的出口結構作為高技術的參照標準。為了更明顯地體現(xiàn)中國出口結構的動態(tài)變遷，筆者選用美國最近年份的出口數(shù)據(jù)作為參照，考慮到2007年爆發(fā)的金融危機可能對美國化工產(chǎn)品的出口結構產(chǎn)生一定的沖擊，筆者選用了2006年美國的化工出口結構作為參照標準。圖12002～2008年各月中國化工產(chǎn)業(yè)出口結構的變化數(shù)據(jù)來源：國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。圖22002～2008年各月中國化工產(chǎn)業(yè)加工貿易額（百萬美元）數(shù)據(jù)來源：國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。本文采用的數(shù)據(jù)中，美國出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，中國出口數(shù)據(jù)來自于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。按照國際標準分法(HS)，化工產(chǎn)業(yè)為海關代碼中的第六大類，其中包含11章。運用(1)式，對2002～2008年的年度、月度中美出口結構相似度進行測度，年度測度結果（如表1）顯示：中國出口結構的變化呈現(xiàn)倒U型，出口結構在2004～2005年與美國最為相似，最高點達到了80.65%。月度結果顯示（如圖1）：中國與美國出口相似度呈螺旋式上升的趨勢，這表明中國化工產(chǎn)品的出口結構呈優(yōu)化趨勢。相似度指數(shù)從2002年的1月的75%上升到2008年12月的81.1%，其中2005年4月出口結構相似度指數(shù)達到最高(82.4%)。另外從出口結構動態(tài)變化上可以看出2007年爆發(fā)的金融危機對中國化工產(chǎn)業(yè)的出口結構造成了一定的沖擊，使得出口結構在2007年后開始惡化，相似度指數(shù)曾一度低于76%，低于2004～2006年的任一月的值。但2008年8月份開始，出口結構開始慢慢優(yōu)化，恢復并超過了2004～2006年的平均水平。圖32002～2008年各月中國化工產(chǎn)業(yè)加工貿易形式進口的設備數(shù)據(jù)來源：國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。（二）加工貿易指標加工貿易是我國出口的主要形式之一，在考察出口結構變遷與加工貿易之間的關系時，筆者主要考察加工貿易本身及加工貿易中的設備引進與出口結構變遷的相互影響。其中加工貿易值為來料加工、進料加工和出料加工等出口值的總和，加工設備引進則包含加工貿易設備進口和出口加工區(qū)的設備進口。我們分別計算了2002～2008年各月中國化工產(chǎn)業(yè)中加工貿易和加工設備引進總額。加工貿易年度數(shù)據(jù)顯示（見表2）：2002～2008年間，中國化工產(chǎn)業(yè)的加工貿易額呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢，貿易額從2002年的90.95億美元上升到了2008年300.58億美元。從月度數(shù)據(jù)上看（見圖2），2002～2008年間加工貿易額整體上也呈上升趨勢，而在2008年8月份后出現(xiàn)了略微的下降趨勢，這表明，金融危機出現(xiàn)后，我國化工產(chǎn)業(yè)加工貿易在一定程度上受到了沖擊。2002～2008年各月的加工設備引進力度呈現(xiàn)螺旋式上升趨勢（如圖2），從年度值上看，我國化工產(chǎn)業(yè)以加工貿易形式進口的設備從2002年的134.67萬美元上升到了2008年的2206.3萬美元，上升了1538.32%，可見最近幾年以加工貿易形式進口的化工設備日漸增多。三、出口結構與加工貿易互動關系的實證分析（一）模型的設定本文試圖從長期均衡關系與短期動態(tài)關系這兩個方面研究出口結構與加工貿易的相互關系，而向量誤差修正模型(VECM)是解決這兩個方面問題的較為合適的方法。VECM最早是由Engle和Granger將協(xié)整和誤差修正模型結合起來出現(xiàn)的，高鐵梅(2006)通過推導證明指出，只要變量之間協(xié)整關系存在，就可以由自回歸分布滯后模型推導出誤差修正模型，其還進一步指出VECM模型是含有協(xié)整約束性的VAR模型，多用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列建模。本文為了更好地反映出口結構變遷和加工貿易之間的關系及其動態(tài)效應，筆者將2002～2008年的月度數(shù)據(jù)分為兩段（分別為2002～2005，2006～2008），具體建立如下方程：其中為誤差修正序列。β絕對值的大小反映了序列受短期沖擊后向長期均衡值調整的速度，其值越大，則調整的速度越快。（二）平穩(wěn)性檢驗應用傳統(tǒng)回歸分析方法對各經(jīng)濟變量的關系進行估計與檢驗的前提條件是：各變量必須具有平穩(wěn)的特征，否則容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象（張秋菊、朱鐘棣，2008），從而造成結論無效，為此應先進行單位根檢驗。進行單位根檢驗有多種方法，如ADF方法、PP方法等，筆者用迪基—富勒提出的ADF檢驗法(AugmentedDickey-FullerTest)，檢驗2002～2008年各變量的平穩(wěn)性。檢驗結果如表4，其中滯后項根據(jù)SIC信息選取。由表4可知各變量水平情況下的ADF統(tǒng)計量都大于5%的臨界值，因此不能拒絕原假設，即各變量存在單位根。各變量的一階差分平穩(wěn)性檢驗顯示：至少在99%的置信度水平下，其ADF統(tǒng)計量小于臨界值，所以各序列為一階單整。（三）協(xié)整檢驗由于各個指標都是一階單整，為此可以采用Johansen的誤差修正模型的分析框架進行協(xié)整檢驗（李小平，2007）。但使用Johansen的方法建立誤差修正模型對滯后期的選擇比較敏感，需采用AIC準則來確定最佳滯后期，以確保回歸結果的可靠性。因為只有在滯后期數(shù)確定之后，才能對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，所以筆者對滯后期數(shù)從1到5分別進行了估計，得到的AIC和SBC值如表5?？芍?002～2005年和2006～2008年間的最優(yōu)滯后期數(shù)都為2。在確定最優(yōu)滯后期數(shù)后，還需進一步確定協(xié)整方程的形式，一般而言協(xié)整方程可能會有以下幾種情況：(1)序列沒有確定性趨勢且協(xié)整方程無截距；(2)序列沒有確定性趨勢且協(xié)整方程有截距；(3)序列有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距；(4)序列和協(xié)整方程都有線性趨勢；(5)序列有二次趨勢且協(xié)整方程有線性趨勢（李小平，2007）。筆者根據(jù)Pesaran，YShin，RJSmith(2001)提供的法則，對不同協(xié)整模型、協(xié)整方程數(shù)條件下2002～2005年和2006。2008年數(shù)據(jù)進行了檢驗，得到的AIC如表6?？芍?002～2006年與2007～2008年的最優(yōu)協(xié)整方程均為模型4。在確定為模型4后，我們再進一步對兩階段各變量進行Johansen協(xié)整檢驗。檢驗結果顯示（見表7）：2002～2005年沒有協(xié)整關系的原假設的跡統(tǒng)計量的值為36.05498，大于在5%的臨界值35.01090，則拒絕原假設，可知三個變量之間至少存在一個協(xié)整關系。而對于“至多一個協(xié)整關系”的原假設，其跡統(tǒng)計量的值13.90264小于5%的臨界值18.39771，表明三個變量之間只存在一個協(xié)整關系。2006～2008年的協(xié)整檢驗也表明三個變量存在一個協(xié)整關系。Johansen協(xié)整后分析得到各變量標準化后的協(xié)整關系（見表8），可知2002～2005年間加工貿易每增加1個百分點，會使得化工產(chǎn)業(yè)出口結構與美國的相似度提高1.091707個百分點，而加工設備的引進額度每增加一個百分點則會使產(chǎn)業(yè)出口結構下降-0.000845個百分點。而2006～2008年這一關系發(fā)生了較為明顯的變化，其中加工貿易的作用系數(shù)降到了0.114878，設備引進的作用系數(shù)由負轉正，為0.060117。根據(jù)標準化后協(xié)整關系我們可計算出誤差修正項，為確保協(xié)整方程的可靠性，筆者對兩個方程的誤差修正項(VECM)的平穩(wěn)性作進一步檢驗（如表9）。檢驗結果顯示：2002～2005年的誤差修正項通過了5%的顯著性檢驗，而2006～2008年則通過了1%的顯著性水平檢驗。該結果表明加工貿易額、加工設備進口與產(chǎn)業(yè)出口結構之間存在長期的協(xié)整關系。（四）格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應根據(jù)前文研究可知：出口結構、加工貿易和加工貿易的設備引進存在一個協(xié)整關系，但是這種協(xié)整關系是否構成因果關系，還需進一步論證。筆者構建誤差修正模型對三者的長期和短期關系予以分析。根據(jù)李小平(2007)和張秋菊、朱鐘棣(2008)等人的研究結論，筆者將(5)式分解成(6)、(7)和(8)三個方程，以對三個變量間的格蘭杰長短期因果關系進行檢驗。前文研究表明：模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為2，根據(jù)王定祥(2009)和陳建軍、胡晨光(2007)關于最優(yōu)滯后期的論述，筆者將上述三個方程的滯后期設定為2。李小平(2007)指出一般為負，某一時刻的短期值大于其長期均衡值，其為負則使得下期的短期值將下降，反之則上升，所以它反映了長期均衡對短期波動的影響。具體檢驗結果（見表10）顯示：從長期來看，兩個時間段的格蘭杰因果檢驗得到了相同的結論，加工貿易和加工設備引進在99%的置信度水平下是出口結構變化的格蘭杰原因；加工貿易和出口結構變遷在99%的置信區(qū)間下是加工設備進口變動的格蘭杰原因；加工設備進口和出口結構變化也在相同的置信區(qū)間下是加工貿易的格蘭杰原因。從短期來看，2002～2005年間的檢驗結果顯示：加工貿易和出口結構互為格蘭杰因果關系（分別通過了1%和10%的顯著性水平檢驗），加工設備引進和加工貿易之間互為格蘭杰因果關系（均通過了1%的顯著性水平檢驗），出口結構變遷是加工設備引進的互為格蘭杰原因。2006～2008年的格蘭杰因果檢驗所得結果與2002～2005年的頗為相似。由于格蘭杰長短期因果檢驗證實了加工貿易、加工設備引進和出口結構具有長期的相互作用，本文利用脈沖響應來進一步分析加工貿易、加工設備引進與出口結構的相互影響。在前文格蘭杰因果檢驗的基礎上，筆者構建三變量的VECM系統(tǒng)，并基于該VECM系統(tǒng)進行脈沖響應分析。圖4和圖5分別顯示各變量在2002～2005年和2006～2008年兩個時間段最優(yōu)滯后期脈沖響應。圖42002～2005年三變量系統(tǒng)下的脈沖響應圖52006～2008年三變量系統(tǒng)下的脈沖響應由圖4可知2002～2005年間：(1)加工貿易對出口結構變遷始終是正向沖擊，在第四期正作用達到最大，之后基本以0.095為中心振蕩，這表明加工貿易對化工產(chǎn)業(yè)具有產(chǎn)業(yè)升級效應，而加工設備引進對出口結構變遷始終表現(xiàn)為負向沖擊，并且在第四期負向作用達到最大，出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能在于，加工貿易引進的設備在我國并不屬于頂尖技術，對我國出口結構的升級作用有限，不僅如此，該設備的引進實際上是擴大了中低端產(chǎn)品的產(chǎn)出，降低了高端產(chǎn)品的產(chǎn)出比例，進而降低了出口結構與發(fā)達國家的相似度。(2)加工設備引進和出口結構升級對加工貿易額均表現(xiàn)為正向沖擊，出口結構的沖擊為正的主要原因可能在于：隨著中國出口結構的提升，生產(chǎn)高端產(chǎn)品的能力必將提升，使得國外產(chǎn)商為了節(jié)約成本將更多的加工環(huán)節(jié)置于中國。(3)加工貿易對加工設備的正向沖擊呈現(xiàn)先降后升的趨勢，出口結構對加工設備引進的沖擊表現(xiàn)為先負后正再轉向負，最后表現(xiàn)為持續(xù)的副作用，這表明我國化工產(chǎn)業(yè)出口結構升級后，對中低端加工設備的需求會持續(xù)降低。由圖5可知2006～2008年間：(1)加工貿易和加工設備引進對出口結構都具有正向沖擊作用，這表明2006年后我國化工產(chǎn)業(yè)所引進的加工設備的質量有所提升，能在一定程度上促進出口結構的優(yōu)化。(2)出口結構完善和加工設備引進對加工貿易仍表現(xiàn)出正向沖擊。(3)加工貿易對加工設備表現(xiàn)為正向沖擊，而出口結構升級對加工設備進口仍表現(xiàn)為負向沖擊。對比兩個階段脈沖響應可知：雖然2006年后我國以加工形式引進的設備，其技術含量和質量具有一定的提高，但是以加工形式引進的設備所生產(chǎn)的產(chǎn)品仍然不是我國出口品的高端，因為出口結構升級對加工設備引進的沖擊仍表現(xiàn)為負；另外在2006～2008年出口結構完善對加工貿易的正向沖擊明顯大于2002～2005年，可見出口結構的升級不僅有利于產(chǎn)品的技術含量提升，還有利于我國加工貿易的擴大。四、結論與啟示本文以2002～2008年我國化工業(yè)月度出口數(shù)據(jù)為研究對象，構建了基于VECM模型的格蘭杰長短期因果檢驗模型，對出口結構與加工貿易的長、短期因果關系進行了實證分析，在此基礎上運用脈沖響應函數(shù)對出口結構與加工貿易和加工設備引進的關系做了進一步分析。根據(jù)前文的分析結果，我們可以得到以下結論與啟示：(1)2002年以來，加工貿易的增加促進了化工產(chǎn)業(yè)出口結構的優(yōu)化，但從動態(tài)的角度上看，2006～2008年的促進作用明顯小于2002～2005年（標準化協(xié)整系數(shù)下降幅度較大，詳見表8）。這表明加工貿易促進我國出口結構升級的作用力越來越小。要改變這種不利局面，提高加工貿易的技術外溢效應，應增加高端產(chǎn)品加工貿易的比重，淘汰低技術含量、低附加值產(chǎn)品的加工貿易，從而實現(xiàn)加工貿易與出口結構優(yōu)化之間的良性互動。(2)由兩階段脈沖響應可知，出口結構優(yōu)化對加工設備