经济增长进程中出口结构的门限效应演化分析

李梦洁

（石河子大学，新疆石河子832000）

一、问题的提出与文献回顾

国际贸易在经济发展中具体扮演着怎样的角色，一直是各经济学领域关注的热点。近年来，一些学者逐渐意识到，除国际贸易本身外，一国或地区的外贸结构在经济增长进程中发挥着至关重要的作用 （Hausmann、Hwang和Rodrik，2007；刘修岩、吴燕，2013；刘林青、谭畅，2016）。因此，改革开放以来，随着我国对外开放的深入推进，外贸结构特别是出口结构在经济增长过程中的作用逐渐成为学术界与政府部门关注的重点话题。2014年5月，第二次中央新疆工作座谈会明确提出要着力打造新疆丝绸之路经济带核心区，为我国在更大范围、更广领域、更高层次扩大对外开放，优化全方位对外开放新格局作出更大的贡献。由此引发出值得深入探讨的问题是：改革开放以来，新疆出口结构对经济增长的影响经历了怎样的转变？门限值以及最优出口结构的出现对新疆经济增长的贡献如何？是否未来的贸易结构优化应保持历史最优出口结构应有的转型升级特征？与全国相比，新疆具有怎样的优势与不足？

随着以出口驱动为导向的对外贸易政策的开展，贸易已成为一国经济活动的重要组成部分（王小斌、邵燕斐，2014）。近年来，出口结构对经济增长的作用机理和影响程度受到愈来愈多学者的关注 （Hausmann、Hwang和Rodrik，2007；刘林青、谭畅，2016），众多学者关于两者的线性关系重点沿着“出口推动经济增长”假说这条主线展开：在研究方法层面，学者们从国家、行业等不同角度运用不同的模型对出口结构与经济增长的关系进行检验，众多研究表明：出口结构对经济增长存在显著影响。如Jordan Shan（1998），Wong Hock（2010），Anwesha Aditya（2013），Koh 和 Sae Ran（2013）认为一国出口贸易增长与经济增长之间存在相互作用关系；刘修岩、吴燕（2013）基于中国30个省份400多个工业行业的出口数据，研究发现出口多样化对我国地区经济增长的推动作用非常明显，但西部地区的情况正好相反。在地域层面，宋永辉、王纪静（2013）针对东北地区辽宁省初级产品、工业制成品与国内生产总值的数据进行检验，结果发现工业制成品出口总量增加只是单向促进了辽宁省经济增长。李婷（2014）通过对北京市高新技术产品贸易与GDP进行回归分析，发现高新技术产品出口有助于北京经济增长，但是推动作用较小，出口弹性值较小。由于区域的差异性以及影响经济增长的主客观因素的不确定性使得出的结论也各有不同。从现有文献来看，关注出口结构与经济增长的非线性关系的研究还属于凤毛麟角。2012年，谢杰等在这方面有所突破，以更贴切的非线性假设为前提，运用STR模型分析改革开放以来浙江省与全国出口结构对经济增长的门限效应，发现浙江省出口结构对经济增长的影响作用从1989年开始发生变化，转换速度与质量均高于全国。但是这一研究缺乏对出口结构的转变升级进行深入研究。

就对外贸易与经济增长的关系问题而言，国内外的研究多以线性模型为主（谢杰、张海森，2012）。然而，20世纪60年代兴起的非线性时间序列经济学，正在改变人们对现实世界的传统看法（彭方平，2007）。文献回顾表明，前人倾向于对贸易与经济两者的关系进行探讨，对于出口结构转型的具体研究并不多，已有研究多以线性分析为前提，并且区域性研究多以东、中部地区为研究对象，缺乏对西部地区的研究成果，因此本文在谢杰等人的研究基础之上，创新性的以具有西部代表性的新疆为研究对象，将其与全国进行对比，分析经济增长进程中出口结构的演化进程，对西部地区乃至全国未来继续优化出口结构具有重要的启示意义。

二、平滑转换回归模型

本文运用的是Teräsvirta（2004）所提出的标准STR模型，其一般形式为：

其中，yt为被解释变量，zt=（w′t，x′t）′是（（m+1）×1）维解释变量，并且 w′t=（1，yt-1，…，yt-p）′、x′t=（x1t，…，xqt）′（m=p+q），φ、θ 为（（m+1）×1）维线性、非线性参数向量，γ 为转换函数 G（γ，c，st）的转换速度，c 为门限值且 c=（c1，c2，…，ck）′。st为转换变量，它可以是zt的一部分也可以是其他变量，文中用出口商品结构r表示转换变量，不包含于解释变量。

模型中最常用的转换函数为逻辑函数型（LSTR），函数形式为：

其中，K=1时表明有一个门限值，记为LSTR1模型、K=2时有两个门限值记为LSTR2模型。

1.LSTR1转换函数

斜率参数 γ影响转换函数变动的幅度。当 γ→0时，GL1（γ，c1，s1）=1/2，LSTR1 模型即转化为线性模型；当 γ→∞，GL1（γ，c1，s1）在 st=c1处瞬间转变为1。

若 st=c1时，GL1（γ，c1，s1）=1/2；当 st趋近于正无穷大，则 GL1（γ，c1，s1）=1，若st趋近于负无穷大，则 GL1（γ，c1，s1）=0。

2.LSTR2转换函数

γ的取值对转换函数的影响同LSTR1。

LSTR2模型对称于（c1+c2）/2，门限值c1和c2将函数分成三个动态区间，分别为两个外部区间与一个内部区间。当st＜c1或st＞c2落在外部区间，离门限值越远，则 G（γ，c1，c2，st）越接近于 1；若 c1＜st＜c2落在中间区间，则 G（γ，c1，c2，st）越趋近于 0。

三、模型与数据

（一）实证模型

沿袭前文分析中的标准STR模型，则出口结构与经济增长非线性关系的函数用模型表述为：

其中：α+αLnX 为模型的线性部分，（b+βLnx）G（·）为非线性部分，G（·）视为非线性检定确认之前的虚拟变量，μt为误差项，设置模型中被解释变量的滞后项为0。

线性检验的原假设为H0：β1=β2=β3=0，在拒绝原假设之后，还需要进一步确定模型的具体形式，是选择LSTR1还是LSTR2，因此需要进行序贯检验，最后确定最佳模型形式，相应的序贯检验原假设为：

若拒绝H03，模型类型为LSTR2，否则为LSTR1，文中依据F统计量的伴随概率P值作判断，以确定最佳转换函数形式。

（二）数据说明

本文选取新疆和全国1990-2014年的数据，来源于《中国统计年鉴》、《新疆统计年鉴》和《乌鲁木齐海关》，数据均以1978年为基期进行平减，消除价格因素的影响。GDP表示经济增长水平，出口商品结构r表示工业制成品出口额占总出口额的比重，X表示出口总额。为了消除序列间自相关与异方差问题，将经价格处理后的经济增长水平GDP与出口商品结构r取自然对数值。LnGDP作被解释变量，LnX作解释变量，而r作为转换变量，但r并不是式（1）中zt的一部分，而是转换函数G（·）的一个参数。

四、实证分析

（一）对数STR模型

由表1可知，当以出口商品结构r为转换变量时，新疆接受原假设的概率为1.6356e-06，即拒绝模型为线性的假设，表明新疆出口商品结构对经济增长的影响具有显著的非线性特征。检验结果中，F2统计量对应的P值最小，根据序贯检验可知应选择LSTR1为最佳模型形式。同理，全国的检验结果中，接受线性假设的概率为1.8375e-11，即拒绝模型为线性的假设，由于F2统计量对应的P值最小，因此可以确定模型最终选择LSTR1形式。同时，确定了G（·）的形式为 G（γ，c，st），随后设定 γ 和 c 的值。

表1 对数STR模型设定检验结果

本文运用网格搜寻法对转换速度γ和门限值c的初始值进行估计，如图1、图2所示。以新疆的搜寻结果为例，文中c的取值范围为［0.35，0.99］，γ的取值范围为 ［0.5，10］，将c和γ的取值分别采用不同的方式组合在一起，在900个两者的组合中，对每一组合下转换函数所估计出的最小残差平方和的组合作为STR模型的转换速度和门限值的初始估计值，如表2所示。

新疆的检测结果中，最小残差平方和为0.2624，相应的γ与c值即转换速度与门限值分别为10、0.7277。全国的最小残差平方和为0.0039，相应的γ与c值即转换速度与门限值分别为6.6153、0.8015。

表2 新疆平滑参数与位置参数的初始估计值

图1 网格搜索的三维透视图

图2 网格搜索的等高线图

在搜寻得到γ与c的初始估计值后，对模型的参数进行估计，如表3所示。

新疆与全国模型拟合优度均接近于1，拟合效果很好，但非线性部分对系数拟合的显著性并不理想，需要继续分析关于模型的经济是否合理。

表3 LSTR1模型估计结果

将估计值带入模型（1），得到如下方程：

新疆：

全国：

为了更直观地表述模型，绘出转换变量r与转换函数G、LnGDP的关系，如图3至图6所示。

由图3、图4可以看出，当新疆工业制成品出口比重r达到了0.73左右时，LnGDP具有不同于之前的变动特征，提供了存在门限效应的依据。

图3 新疆对数STR模型中G与r的关系

图4 新疆对数STR模型中LnGDP与r的关系

由图5、图6可以看出，当全国工业制成品出口比重r在达到0.80时，LnGDP具有不同于之前的变动特征，提供了存在门限效应的依据。

图5 全国对数STR模型中G与r关系

图6 全国对数STR模型中LnGDP与r关系

综上所述，转换函数G（·）体现了新疆和全国商品出口结构的变化对经济增长影响变化的非线性估计，对于新疆，估计的门限值c1=0.7277，在源数据中最接近1997年的出口比重，此时具有最快的转换速度与最优出口结构，即当新疆工业制成品出口比重达到最优出口结构72.8%时，新疆的出口对经济增长的作用表现为一个平滑的跃升。如图3所示，转换区间为（0.50，0.90），对应源数据中的（1995年，2005年）。同理，对于全国，估计的门限值c1=0.8015，在源数据中最接近1992年的出口比重，此时具有最快的转换速度与最优的出口结构。如图5所示，转换区间为（0.78，0.93），对应源数据中的（1991年，2004年）。新疆的经济转换速度γ=10明显快于全国的6.6153，从图3与图5的转换函数曲线可以看出，全国平缓于新疆。1990年以来，新疆的经济转换初始年份是从1995年开始的，明显落后于全国的1992年。

在模型的估计结果中，表3中新疆和全国的线性部分在5%的显著性水平下通过检验。而非线性部分则均不显著，但在平滑曲线图中均表现出明显的门限效应，经济上具有合理性。之所以出现此种现象，归因于被解释变量LnGDP不断增大的数值，从而影响门限前后数据的均值估计，为修正此类现象，下文设定了增长率STR模型。

（二）增长率STR模型

将上述自变量LnX与因变量LnGDP分别用出口总额环比增长率dX与dGDP环比增长率进行替换：

同理，对增长率STR模型进行线性检验，由表4可知，新疆STR模型中接受线性假设的概率为3.1575e-03，即拒绝模型为线性的假设，由于F4统计量对应的P值最小，因此可以确定模型最终选择LSTR1形式。同时确定了G（·）的形式为G（γ，st，c1），随后设定γ和c1的值。而在全国模型中，接受线性假设的概率为4.4473e-01，即接受模型为线性的假设，所以选用线性模型，此类关于线性实证分析的模型以及文献已有很多，而本文主要以非线性实证分析为研究目的，所以有关线性模型的分析因篇幅有限本文不再赘述。后文将继续分析新疆增长率STR模型。

表4 增长率STR模型设定检验结果

由表5可知，新疆最小残差平方和为0.0019，相应的γ与c值即转换速度与门限值分别为10、0.3530。

表5 新疆增长率STR模型平滑参数与位置参数的初始估计值

由表6可知，模型拟合优度接近0.7，说明拟合效果良好，各系数均在5%的显著性水平具有显著性，模型较好地呈现出变量的门限变化情况。

表6 新疆增长率LSTR1模型估计结果

将新疆增长率STR模型估计值带入模型（10），得到如下方程：

为了更直观地表述模型，绘出转换变量r与转换函数G、dGDP的关系，如图7和图8所示。

从图7、图8可以看出，在出口商品结构r值处于0.35附近时，dGDP的变化区别于之前的变动，可知模型中的门限值c1=0.353，说明此时具有最优出口结构，对应于源数据中的1993年，即1993年新疆的出口对于该地区的经济增长影响的趋势变大，并且具有较快的转换速度γ=10。在图8中，此时的转换区间为（0.35，0.43），对应于源数据中的（1993 年，1994 年）。

图7 新疆增长率STR模型中G与r的关系

图8 新疆增长率STR模型中dGDP与r的关系

分别取对数模型中门限值附近r=0.7与r=0.9，代入对数模型式（6）～（9）中，可得新疆经济增长对出口结构变化的弹性值由1.34上升为1.47，而全国的经济增长对出口结构变化的弹性值则从1.103下降为0.6714。当增长率STR模型中出口商品结构值在门限值区间（0.35，0.43）时，新疆出口增长速度在经济增长速度中的边际值也有上升的趋势，分别取增长率模型中门限值附近r=0.35与r=0.43，代入增长率模型式（11）～（12）中，可得新疆出口的增长对经济增长的边际贡献率从-2.48上升到了-1.46。

五、结论与启示

以上分析显示，无论是新疆还是全国，出口结构对经济增长的影响均显著为正，且在经济发展的不同阶段，出口结构的门限效应呈现出“阶梯”式的倒“U型”动态演变趋势。依据新疆区域的估计值可知：出口结构对经济增长的影响1993年处于跃升的起始点，1997年具有最快的转换速度，从而达到顶峰，出现门限值与最优出口结构值，门限效应收尾于2005年；即当出口结构小于门限效应所呈现的最优出口结构值时，出口结构增长对经济的增长影响作用显著减小。经过检验，在此阶段内，新疆经济增长对出口结构变化的弹性值表现为增大的趋势，并且出口增长率在经济增长率中的边际贡献率具有上升趋势。同理，依据全国范围内的评估可得：全国出口结构对经济增长的影响发生跃升起始于1991，经历1年时间的演变，在1992年达到最快的转换速度，具有最优出口结构值，门限效应止于2004年；经过检验，在门限效应演变期间，全国经济增长对出口结构变化的弹性值具有下降趋势。

将新疆与全国进行对比可知：新疆转换升级初始时间落后于全国，当转换速度达到最大值、出现最优结构时，新疆在1997年，晚于全国的1992年，即出口商品结构变化对经济增长变化的影响，在最快的转换时点上，新疆晚于全国，高于全国。值得注意的是，对数和增长率模型的结果均表明新疆的转换升级速度显著快于全国水平。从转换阶段来看，新疆门限效应持续时间短于全国；就完成转换升级的时间来看，新疆出口结构完成转换升级时间稍晚于全国，具体到转换升级数值上，就工业制成品出口总额占出口总额的比重来说，新疆对数平滑转换模型中的转换区间为50%～90%，全国为78%～93%，相比而言，新疆起始和收尾比重均小于全国，增长率平滑转换模型中，新疆的转换区间为35%～43%。可以看出，新疆完成出口结构转换升级的时间短于全国，新疆在达到90%的比重时就已完成结构性转换升级，而全国在93%的比重时才完成此转换升级。

根据模型的检测结果，在门限两端，新疆经济增长对出口结构变化的弹性值出现了增大的趋势，并且出口增长率在经济增长率中的边际贡献率具有上升趋势，而全国在门限两端出现了减小的趋势。这既说明了地区差异，又体现新疆出口结构转换升级质量高于全国，也很好地说明了新疆对外贸易在新时期外贸政策的鼓舞下，快速发展的进程。

总体来看，新疆对外贸易结构转型升级虽晚于全国水平，但经济具有更大的发展潜力。新疆在抓住机遇发展经济与对外贸易的同时，顺应“供给侧改革”的趋势，出口商品结构将会发生新的转变和升级，简单的线性模型研究已经无法对新疆经济结构转型过程的特征进行深刻地描述探究，未来的发展将会更多地以非线性特征为主，类似非线性STR模型将会在国内学者的研究上发挥潜力。

［1］ Hausmann R，Hwang J，Rodrik D.What You Export Matters［J］.Journal of Economic Growth，2007，12（1）：1-25.

［2］ Shan J，Sun F.On the Export-led Growth Hypothesis for the Little Dragons： An Empirical Reinvestigation［J］.Atlantic Economic Journal，1998，26（4）：353-371.

［3］ Tsen W H.Exports，Domestic Demand，and Economic.Growth in China： Granger Causality Analysis［J］.Review of Development Economics，2010，14（14）：625-639.

［4］ Anwesha Aditya，RajatAcharyya.ExportDiversification，Ccomposition，and Economic Growth： Evidence from Cross-country Analysis ［J］.Journal of International Trade& Economic Development，2011（7）：959-992.

［5］ Teräsvirta，T.Smooth transition regression modeling［M］.Applied Time Series Econometrics，Cambridge University Press，Cambridge，2004.

［6］谢杰，张海森.出口商品结构变化对经济增长的门限效应：浙江省与全国的对比研究［J］.国际贸易问题，2012（9）：52-64.

［7］刘修岩，吴燕.出口专业化、出口多样化与地区经济增长——来自中国省级面板数据的实证研究［J］.管理世界，2013（8）：30-40.

［8］刘林青，谭畅.国际贸易中出口结构对经济绩效的影响——基于国家空间的社会网络分析［J］.国际贸易问题，2016（6）.

［9］王小斌，邵燕斐.城镇化对能源消费和二氧化碳排放的影响——基于1995—2011年中国省级面板数据的实证研究［J］.技术经济，2014（5）：55-63.

［10］ 宋永辉，王红静.辽宁省出口商品结构与经济增长的实证研究［J］.辽宁经济，2013（11）：26-27.

［11］李婷.北京市高新技术产品对外贸易与经济增长关系研究［D］.北京林业大学，2014.