［摘 要］本文通過對改革開放以來我國產業結構演變和我國對外貿易發展歷程的分析，結合有關統計數據，運用定性分析和定量分析相結合的方法，從進口貿易和出口貿易幾個方面就產業結構升級與對外貿易互動關系進行實證分析。研究發現，產業結構升級能夠促進我國外貿進口和出口，與出口相比進口更能夠促進產業結構升級，并且不同的產業結構階段以上兩種促進作用的強度是不同的。在此基礎之上，提出一些我國產業結構升級的意見和建議。 ［關鍵詞］產業結構升級 對外貿易 協整分析 一、引言 后危機時代，我國經濟發展所面臨的結構性難題日益嚴峻、日益突出，加快轉變經濟發展方式，調整和優化產業結構的發展戰略迫在眉睫。早在1992年的中共十四大上中央就已經提出“調整和優化產業結構應當著力提高第一產業（即農業）的質量，穩步增加產量；繼續發展第二產業，積極調整工業結構；大力促進第三產業興起”。因此，對產業結構升級問題進行深入研究和思考不但顯得必要，而且很有現實意義。 近年來，關于產業結構升級與對外貿易之間關系學術界的研究很多，大致而言可將這些研究分為兩類。一類主要集中于研究產業結構與貿易結構、貿易條件之間關系，史俊超、黎曉（2007）認為產業結構現狀是造成貿易條件現狀的主要因素；劉兵權、彭菲婭（2008）指出產業結構的不合理直接導致了貿易結構的不合理。另一類主要集中于研究產業結構升級與對外貿易量之間關系，吳進紅（2005），陳學軍、黃慶波（2006），黃慶波（2006）及張絲思（2008）等指出產業結構與對外貿易聯系密切，二者相互影響、相互作用，一方面對外貿易可促進產業結構升級，另一方面產業結構升級也可促進對外貿易。 上述研究加深了我們對產業結構升級與對外貿易之間的關系的認識，但是以往這些研究大都以定性分析或者簡單回歸分析為主，不能精確的揭示這兩者之間的互動關系。本文在借鑒現有研究成果基礎上，運用協整分析、Granger因果關系檢驗和變參數分析等，更為精確的解釋產業結構升級和對外貿易之間的互動關系。 本文結構安排如下：第二部分簡單回顧我國產業結構升級和對外貿易歷程；第三部分描述有關變量和研究框架；第四部分進行實證分析；第五部分討論實證結論與政策涵義。 二、我國產業結構升級和對外貿易歷程 1．改革開放三十年我國產業結構演變歷程 盡管經過建國后近三十年的建設和發展，但改革開放初期我國的產業結構仍然是以第一、二產業為主，第三產在整個國民經濟中所占的比重相對很小。但是，經過改革開放三十年的發展第一產業所占的比重不斷降低，第二產業所占比重在平衡穩定中略有下降，第三產業在整個國民經濟中所占的比重逐年上升，具體可見圖1，數據來源于《中國統計年鑒》（1978—2009年）。 2．改革開放三十年我國對外貿易發展歷程 由于經歷了長期的對外封閉，改革開放初期我國的對外貿易額是很小的，并且我國一直到90年代初期都是出于貿易逆差的形勢。經歷了改革開放數十年的發展和對外開放程度的不斷擴大，在充分發揮我國比較優勢基礎上，進入90年代后，我國的對外貿易得到了迅猛發展，同時我國也有貿易逆差國轉變為貿易順差國，具體可參見圖1，數據來源于《中國統計年鑒》（1978—2009年）。 三、變量描述和研究方法 1．相關變量描述 在借鑒前人研究的基礎上，為了更為準確的衡量產業結構升級的程度我們構造一個變量I，I代表了第三產業產值占整個GDP的比重。選擇這樣一個變量來衡量產業結構升級程度，主要出于以下兩點考慮： 第一，參照一般的經濟發展規律我們知道，伴隨著經濟和社會的不斷發展第一、二產業占整個GDP的份額會呈現不斷下降趨勢，而第三產業所占整個GDP的比重（也即I）是不斷呈上升趨勢的，所以以I的大小來代表產業結構升級程度是符合一般經濟規律的。 第二，目前我國第一產業的比重已經下降至接近10%水平，我國第二產業的比重穩定在40%—50%之間，第三產業的比重與發達國家相比仍然太低(我國第三產業比重I值是維持在40%左右，而歐美發達國家的I值一般為60%—70%)。我國優化產業結構的一個非常關鍵的目標是大力發展第三產業，也即提高I值，這樣我們選取I作為衡量產業結構升級程度的變量進行分析更有針對性。 為更為精確的探究產業結構升級與我國對外貿易之間的相互影響，本文從進口和出口兩個角度分別考察產業結構升級與我國外貿進口和出口之間的互動關系，選取IM代表我國歷年貿易進口額，選取EX代表我國歷年貿易出口額。 2．研究方法 由于本文采用的是時間序列數據，直接對此類數據進行回歸分析，很容易由于數據的非平穩性而導致虛假回歸問題，進而降低估計結果的可信程度。為了避免這種問題的出現，本文選擇在協整分析的基礎上進行回歸估計。由協整理論可知，存在協整關系的經濟變量之間是存在長期其穩定關系的，這樣一來就可以避免直接回歸帶來的虛回歸弊端。 為更為深入的考查產業結構升級與對外貿易之間的相互影響關系，本文借助格蘭杰因果關系檢驗（Granger test of causality）來考察IM與I以及EX與I之間過去的影響行為，進而為今后一個時期內的產業結構升級和對外貿易提供政策上的建議。 此外，考慮到IM與I以及EX與I之間相互影響強度會隨著產業結構升級而發生變化，本文建立確定性變參數模型，充分考察隨著產業結構升級（也即隨著I值的變化）IM與I以及EX與I之間影響強度的變化，從而更有針對性的為當前和以后提供產業、貿易政策提供建議。 四、實證分析 1．進出口貿易與產業結構升級關系的協整檢驗 如前所述，為避免偽回歸現象，本文利用協整檢驗對進口與產業結構升級以及出口與產業結構升級分別進行檢驗，并得到它們之間的長期穩定關系。 （1）數據平穩性檢驗 為便于進行數據處理本文忽略I值的百分號也即將I值放大一百倍，同時對78—09年的產業結構升級程度I、進口貿易額IM和出口貿易額EX進行自然對數變換，并記為LNI、LNIM和LNEX。然后對這三者進行單位根檢驗，具體檢驗結構見表3。在沒有進行查分前LNI、LNIM和LNEX這三列數據的ADF檢驗值均大于各個顯著性水平的臨界值，所以不能拒絕零假設，即原序列是非平穩的。但是對LNI、LNIM和LNEX一階差分以后，這三列數據的ADF檢驗值均小于5%顯著性水平的臨界值，所以拒絕零假設，也即三者均為一階單整序列。 （2）協整檢驗 由上一步可知LNI、LNIM和LNEX都是一階單整序列，為了檢驗LNIM與LNI以及LNEX與LNI是否具有協整關系，本文采用E—G兩步檢驗。 第一步，用OLS法估計LNIM與LNI以及LNEX與LNI之間的線性方程，并得到非均衡誤差項e1、e2。 LNIM=-20.0467+8.234995LNI (1) t=(-12.54) (17.93) LNEX=-21.3606+8.623472LNI t=(-11.65) (16.37) (2) 第二步，檢驗殘差序列的平穩性。將第一步回歸得到的殘差進行平穩性檢驗， 具體的檢驗結果見表4。e1、e2均為穩定序列，那么可以認為LNIM與LNI以及LNEX與LNI均為（1，1）階協整，也即產業結構升級與進口以及產業結構升級與出口之間是存在長期的穩定關系的。由方程（1）可得產業結構每升級一個百分點可以拉動進口8.234995個百分點，與方程（2）可得產業結構每升級一個百分點可以拉動出口8.623472個百分點 。