基于VECM模型的产业出口结构与加工贸易关系的实证分析

基于VECM模型的产业出口结构与加工贸易关系的实证分析

一、引言世界经济发展的经验表明，一国产业竞争力与出口结构之间具有强烈的互动关系，一定的出口结构反映了其出口产业的国际竞争力，为此出口结构一直是国内外学者的研究热点。学术界最早对出口结构进行研究的学者是里昂剔夫(1953)，其对1947年美国200个行业进行了分析后，提出了著名的“里昂剔夫之谜”。此后学术界对该领域进行了大量的研究，但多集中于以下四个方面：出口结构与经济增长的关系（如DanielLederman，WilliamF.Maloney，2003；Chan-HyunSohn，HongshikLee，2003；王永奇，2004等）、地区出口结构的对比分析（如DanielLederman，GuillermoPerry，2002；李准晔、金洪起，2002；秦熠群、金哲松，2005）、直接投资与出口结构的关系（如胡小娟、刘玉；2007）以及出口结构与产业竞争力（如程国强，2004；乔雯、易法海；2008）。由于近几年来我国采用大规模引进零件和资本品，再大规模出口最终产品的方式参与国际分工使得加工贸易迅猛飞涨（姚洋，张晔；2008），为此很多学者对加工贸易与出口结构之间的关系进行了大量深入的研究。如姚洋，张晔(2008)在修正Hausmann模型的基础上研究了加工贸易对出口品技术含量的影响，指出加工贸易与出口产品技术含量存在一个V型曲线的关系；VanAssche(2006)认为当出口被加工贸易所主导(dominated)时，发包方（发达国家）在原材料和零配件上的提供，会使得加工方出口结构因此而提高。加工贸易不仅在原料的提供等方面有助于一国出口品质量的提升，而且在加工中所带来的技术外溢和“干中学”都会对加工国出口品质量的提升具有显著的正作用；Branstetter&Lardy(2006)在经验分析的基础上指出：发达国家将中国作为加工平台的行为，会使得发达国家的技术标准对中国企业的生产形成有效的“示范”和“倒逼”效应，进而显著改善(better)中国的出口结构。当然也有学者研究认为加工贸易的促进作用并不明显甚至产生锁定，如Wang&Wei(2008)基于我国城市层面的数据考察了加工贸易对出口结构的影响，发现出口结构优化主要得益于人力资本的提升及政策激励，加工贸易的作用力并不显著；张杰、刘志彪(2008)指出中国以加工贸易、贴牌等方式嵌入全球价值链分工体系，将自己维持于低技术、低创新、劳动密集型的低端生产制造与组装环节，很大程度上将自己的优势锁定(holdup)在了技术含量较低的劳动密集型产业上。总结现有文献，加工贸易对出口结构的影响力主要有以下两个方面：一是结构升级效应，多数学者指出加工贸易的结构升级效应主要表现为：首先加工贸易的出现提高了国内劳动力的熟练程度，使得国内劳动力通过“干中学”的方式由非熟练劳动力转变为熟练劳动力，进而提高产品的品质；其次加工贸易中产品的最终需求方多为发达国家，发达国家的高标准、生产管理模式和生产工艺会对本国提供较好的“示范”与“外溢”效应，进而提高加工国出口品技术含量和质量；最后加工贸易会对国内企业形成有效的“倒逼”，进而迫使其加强技术投入或引进，提高本身出口品的质量，进而赢得国际市场。二是结构锁定效应，即加工贸易实际上是发达国家将低附加值、低技术含量的加工组装环节置于发展中国家，长期从事加工贸易的国家，其出口结构将被锁定在低端环节。虽然学术界就加工贸易对出口结构的影响进行了一定的研究，并取得了一些成果，但由于研究时间相对较短，目前的研究存在两方面不足：一是目前的研究多集中于加工贸易对出口结构的影响分析，并未涉及出口结构变迁对加工贸易的影响。二是由于数据的限制，现有研究多采用部分年份对比得出相应的结论，并未真正实现动态研究。为此本文作如下改进：基于长时间序列数据，构建VECM模型的长、短期格兰杰因果检验模型结合脉冲响应函数研究出口结构和加工贸易（分为加工贸易和加工设备引进）的互动关系，由于产业层面出口和加工贸易的年度数据相对较少，为此我们采集月度数据进行实证分析，并将各月度数据划分为2002～2005年和2006～2008年两个阶段，以实现动态研究。二、描述性指标和数据准备化学工业是我国重要的原材料产业，同国民经济各部门都有着十分密切的联系，如冶金、炼油、造纸、制革等生产部门都起源于化工部门。进入新世纪后我国化工业的发展，已经取得了令人瞩目的成绩，我国化工产业已经成为门类齐全，产品配套不仅能满足国民经济各部门发展需要，而且许多产品在国际市场上已占有相当份额，有的甚至占有举足轻重的地位，并且化工产业的科研力量正在不断加强，技术含量也在不断提升。另外化工产业的加工贸易占出口的比例也呈逐年上升的趋势，该比例已从2002年的50.22%上升到了2008年的66.04%。可见化工产业作为研究对象，既能体现我国出口结构变迁，又能较好反映加工贸易对出口结构的影响。（一）出口结构指标在测度化工产业出口结构变迁时，笔者采用Finger&Kreinin(1979)的相似结构指数。具体计算公式如下：根据HS分类法，p为化工产品中的11个系列。Schott(2006)指出b经济体的出口结构越高，测度所得a经济体的出口结构值越准确，为此，笔者选用美国的出口结构作为高技术的参照标准。为了更明显地体现中国出口结构的动态变迁，笔者选用美国最近年份的出口数据作为参照，考虑到2007年爆发的金融危机可能对美国化工产品的出口结构产生一定的冲击，笔者选用了2006年美国的化工出口结构作为参照标准。图12002～2008年各月中国化工产业出口结构的变化数据来源：国研网统计数据库。图22002～2008年各月中国化工产业加工贸易额（百万美元）数据来源：国研网统计数据库。本文采用的数据中，美国出口数据来源于联合国统计数据库，中国出口数据来自于国研网统计数据库。按照国际标准分法(HS)，化工产业为海关代码中的第六大类，其中包含11章。运用(1)式，对2002～2008年的年度、月度中美出口结构相似度进行测度，年度测度结果（如表1）显示：中国出口结构的变化呈现倒U型，出口结构在2004～2005年与美国最为相似，最高点达到了80.65%。月度结果显示（如图1）：中国与美国出口相似度呈螺旋式上升的趋势，这表明中国化工产品的出口结构呈优化趋势。相似度指数从2002年的1月的75%上升到2008年12月的81.1%，其中2005年4月出口结构相似度指数达到最高(82.4%)。另外从出口结构动态变化上可以看出2007年爆发的金融危机对中国化工产业的出口结构造成了一定的冲击，使得出口结构在2007年后开始恶化，相似度指数曾一度低于76%，低于2004～2006年的任一月的值。但2008年8月份开始，出口结构开始慢慢优化，恢复并超过了2004～2006年的平均水平。图32002～2008年各月中国化工产业加工贸易形式进口的设备数据来源：国研网统计数据库。（二）加工贸易指标加工贸易是我国出口的主要形式之一，在考察出口结构变迁与加工贸易之间的关系时，笔者主要考察加工贸易本身及加工贸易中的设备引进与出口结构变迁的相互影响。其中加工贸易值为来料加工、进料加工和出料加工等出口值的总和，加工设备引进则包含加工贸易设备进口和出口加工区的设备进口。我们分别计算了2002～2008年各月中国化工产业中加工贸易和加工设备引进总额。加工贸易年度数据显示（见表2）：2002～2008年间，中国化工产业的加工贸易额呈现持续上升的趋势，贸易额从2002年的90.95亿美元上升到了2008年300.58亿美元。从月度数据上看（见图2），2002～2008年间加工贸易额整体上也呈上升趋势，而在2008年8月份后出现了略微的下降趋势，这表明，金融危机出现后，我国化工产业加工贸易在一定程度上受到了冲击。2002～2008年各月的加工设备引进力度呈现螺旋式上升趋势（如图2），从年度值上看，我国化工产业以加工贸易形式进口的设备从2002年的134.67万美元上升到了2008年的2206.3万美元，上升了1538.32%，可见最近几年以加工贸易形式进口的化工设备日渐增多。三、出口结构与加工贸易互动关系的实证分析（一）模型的设定本文试图从长期均衡关系与短期动态关系这两个方面研究出口结构与加工贸易的相互关系，而向量误差修正模型(VECM)是解决这两个方面问题的较为合适的方法。VECM最早是由Engle和Granger将协整和误差修正模型结合起来出现的，高铁梅(2006)通过推导证明指出，只要变量之间协整关系存在，就可以由自回归分布滞后模型推导出误差修正模型，其还进一步指出VECM模型是含有协整约束性的VAR模型，多用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。本文为了更好地反映出口结构变迁和加工贸易之间的关系及其动态效应，笔者将2002～2008年的月度数据分为两段（分别为2002～2005，2006～2008），具体建立如下方程：其中为误差修正序列。β绝对值的大小反映了序列受短期冲击后向长期均衡值调整的速度，其值越大，则调整的速度越快。（二）平稳性检验应用传统回归分析方法对各经济变量的关系进行估计与检验的前提条件是：各变量必须具有平稳的特征，否则容易产生伪回归现象（张秋菊、朱钟棣，2008），从而造成结论无效，为此应先进行单位根检验。进行单位根检验有多种方法，如ADF方法、PP方法等，笔者用迪基—富勒提出的ADF检验法(AugmentedDickey-FullerTest)，检验2002～2008年各变量的平稳性。检验结果如表4，其中滞后项根据SIC信息选取。由表4可知各变量水平情况下的ADF统计量都大于5%的临界值，因此不能拒绝原假设，即各变量存在单位根。各变量的一阶差分平稳性检验显示：至少在99%的置信度水平下，其ADF统计量小于临界值，所以各序列为一阶单整。（三）协整检验由于各个指标都是一阶单整，为此可以采用Johansen的误差修正模型的分析框架进行协整检验（李小平，2007）。但使用Johansen的方法建立误差修正模型对滞后期的选择比较敏感，需采用AIC准则来确定最佳滞后期，以确保回归结果的可靠性。因为只有在滞后期数确定之后，才能对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，所以笔者对滞后期数从1到5分别进行了估计，得到的AIC和SBC值如表5。可知2002～2005年和2006～2008年间的最优滞后期数都为2。在确定最优滞后期数后，还需进一步确定协整方程的形式，一般而言协整方程可能会有以下几种情况：(1)序列没有确定性趋势且协整方程无截距；(2)序列没有确定性趋势且协整方程有截距；(3)序列有线性趋势但协整方程只有截距；(4)序列和协整方程都有线性趋势；(5)序列有二次趋势且协整方程有线性趋势（李小平，2007）。笔者根据Pesaran，YShin，RJSmith(2001)提供的法则，对不同协整模型、协整方程数条件下2002～2005年和2006。2008年数据进行了检验，得到的AIC如表6。可知，2002～2006年与2007～2008年的最优协整方程均为模型4。在确定为模型4后，我们再进一步对两阶段各变量进行Johansen协整检验。检验结果显示（见表7）：2002～2005年没有协整关系的原假设的迹统计量的值为36.05498，大于在5%的临界值35.01090，则拒绝原假设，可知三个变量之间至少存在一个协整关系。而对于“至多一个协整关系”的原假设，其迹统计量的值13.90264小于5%的临界值18.39771，表明三个变量之间只存在一个协整关系。2006～2008年的协整检验也表明三个变量存在一个协整关系。Johansen协整后分析得到各变量标准化后的协整关系（见表8），可知2002～2005年间加工贸易每增加1个百分点，会使得化工产业出口结构与美国的相似度提高1.091707个百分点，而加工设备的引进额度每增加一个百分点则会使产业出口结构下降-0.000845个百分点。而2006～2008年这一关系发生了较为明显的变化，其中加工贸易的作用系数降到了0.114878，设备引进的作用系数由负转正，为0.060117。根据标准化后协整关系我们可计算出误差修正项，为确保协整方程的可靠性，笔者对两个方程的误差修正项(VECM)的平稳性作进一步检验（如表9）。检验结果显示：2002～2005年的误差修正项通过了5%的显著性检验，而2006～2008年则通过了1%的显著性水平检验。该结果表明加工贸易额、加工设备进口与产业出口结构之间存在长期的协整关系。（四）格兰杰因果关系检验和脉冲响应根据前文研究可知：出口结构、加工贸易和加工贸易的设备引进存在一个协整关系，但是这种协整关系是否构成因果关系，还需进一步论证。笔者构建误差修正模型对三者的长期和短期关系予以分析。根据李小平(2007)和张秋菊、朱钟棣(2008)等人的研究结论，笔者将(5)式分解成(6)、(7)和(8)三个方程，以对三个变量间的格兰杰长短期因果关系进行检验。前文研究表明：模型的最优滞后期数为2，根据王定祥(2009)和陈建军、胡晨光(2007)关于最优滞后期的论述，笔者将上述三个方程的滞后期设定为2。李小平(2007)指出一般为负，某一时刻的短期值大于其长期均衡值，其为负则使得下期的短期值将下降，反之则上升，所以它反映了长期均衡对短期波动的影响。具体检验结果（见表10）显示：从长期来看，两个时间段的格兰杰因果检验得到了相同的结论，加工贸易和加工设备引进在99%的置信度水平下是出口结构变化的格兰杰原因；加工贸易和出口结构变迁在99%的置信区间下是加工设备进口变动的格兰杰原因；加工设备进口和出口结构变化也在相同的置信区间下是加工贸易的格兰杰原因。从短期来看，2002～2005年间的检验结果显示：加工贸易和出口结构互为格兰杰因果关系（分别通过了1%和10%的显著性水平检验），加工设备引进和加工贸易之间互为格兰杰因果关系（均通过了1%的显著性水平检验），出口结构变迁是加工设备引进的互为格兰杰原因。2006～2008年的格兰杰因果检验所得结果与2002～2005年的颇为相似。由于格兰杰长短期因果检验证实了加工贸易、加工设备引进和出口结构具有长期的相互作用，本文利用脉冲响应来进一步分析加工贸易、加工设备引进与出口结构的相互影响。在前文格兰杰因果检验的基础上，笔者构建三变量的VECM系统，并基于该VECM系统进行脉冲响应分析。图4和图5分别显示各变量在2002～2005年和2006～2008年两个时间段最优滞后期脉冲响应。图42002～2005年三变量系统下的脉冲响应图52006～2008年三变量系统下的脉冲响应由图4可知2002～2005年间：(1)加工贸易对出口结构变迁始终是正向冲击，在第四期正作用达到最大，之后基本以0.095为中心振荡，这表明加工贸易对化工产业具有产业升级效应，而加工设备引进对出口结构变迁始终表现为负向冲击，并且在第四期负向作用达到最大，出现这一现象的原因可能在于，加工贸易引进的设备在我国并不属于顶尖技术，对我国出口结构的升级作用有限，不仅如此，该设备的引进实际上是扩大了中低端产品的产出，降低了高端产品的产出比例，进而降低了出口结构与发达国家的相似度。(2)加工设备引进和出口结构升级对加工贸易额均表现为正向冲击，出口结构的冲击为正的主要原因可能在于：随着中国出口结构的提升，生产高端产品的能力必将提升，使得国外产商为了节约成本将更多的加工环节置于中国。(3)加工贸易对加工设备的正向冲击呈现先降后升的趋势，出口结构对加工设备引进的冲击表现为先负后正再转向负，最后表现为持续的副作用，这表明我国化工产业出口结构升级后，对中低端加工设备的需求会持续降低。由图5可知2006～2008年间：(1)加工贸易和加工设备引进对出口结构都具有正向冲击作用，这表明2006年后我国化工产业所引进的加工设备的质量有所提升，能在一定程度上促进出口结构的优化。(2)出口结构完善和加工设备引进对加工贸易仍表现出正向冲击。(3)加工贸易对加工设备表现为正向冲击，而出口结构升级对加工设备进口仍表现为负向冲击。对比两个阶段脉冲响应可知：虽然2006年后我国以加工形式引进的设备，其技术含量和质量具有一定的提高，但是以加工形式引进的设备所生产的产品仍然不是我国出口品的高端，因为出口结构升级对加工设备引进的冲击仍表现为负；另外在2006～2008年出口结构完善对加工贸易的正向冲击明显大于2002～2005年，可见出口结构的升级不仅有利于产品的技术含量提升，还有利于我国加工贸易的扩大。四、结论与启示本文以2002～2008年我国化工业月度出口数据为研究对象，构建了基于VECM模型的格兰杰长短期因果检验模型，对出口结构与加工贸易的长、短期因果关系进行了实证分析，在此基础上运用脉冲响应函数对出口结构与加工贸易和加工设备引进的关系做了进一步分析。根据前文的分析结果，我们可以得到以下结论与启示：(1)2002年以来，加工贸易的增加促进了化工产业出口结构的优化，但从动态的角度上看，2006～2008年的促进作用明显小于2002～2005年（标准化协整系数下降幅度较大，详见表8）。这表明加工贸易促进我国出口结构升级的作用力越来越小。要改变这种不利局面，提高加工贸易的技术外溢效应，应增加高端产品加工贸易的比重，淘汰低技术含量、低附加值产品的加工贸易，从而实现加工贸易与出口结构优化之间的良性互动。(2)由两阶段脉冲响应可知，出口结构优化对加工设备