【江蘇省對外貿易對產業(yè)結構影響的實證探究（論文）16000字】

江蘇省對外貿易對產業(yè)結構影響的實證研究摘要在一定的國內外經濟環(huán)境下，產業(yè)結構的層次以及其發(fā)展水平通過某些方法和措施進行有規(guī)律的演變和提升的過程，就是產業(yè)結構升級。對于這一方面的研究和對于對外貿易的相關研究文獻眾多，且意義匪淺。就江蘇省來說，自從改革開放以來，地區(qū)經濟發(fā)展中對外貿易所作貢獻的比重逐漸加大，這不但對于該省的經濟增長有著重要的直接作用，也通過影響著產業(yè)結構進而改變著經濟結構，進而影響經濟增長。本文首先探討了研究背景、研究意義、研究思路及研究方法，并對國內外已有的研究對外貿易與產業(yè)結構之間的關系的研究做了整理；其次，介紹了江蘇省的對外貿易演進、產業(yè)結構的演進變化以及產業(yè)結構特點現(xiàn)狀；再次，以歷年的相關數(shù)據(jù)為分析對象，利用實證分析，得出了結論，并據(jù)此向相關政府部門提出政策建議。最后進行結論的總結以及對未來的展望。在文中涉及到了文獻研究法、描述性統(tǒng)計法、定量分析與定性分析結合等研究方法。最終，得到了的結論與啟示概括如下：（1）江蘇省出口商品結構較為合理。其中工業(yè)制成品出口在出口商品中占據(jù)絕對主導地位。這說明江蘇省已經逐漸進入資本技術密集型產品為主導的時期。（2）江蘇省產業(yè)結構較為成熟，產業(yè)結構由工業(yè)占主導地位逐漸轉變成服務業(yè)占據(jù)主導地位。（3）江蘇省進口和出口都對產業(yè)結構的升級有著促進作用。其中進口對促進產業(yè)結構的升級效果稍為顯著?！娟P鍵詞】：對外貿易；產業(yè)結構；實證分析目錄TOC\o"1-3"\h\u95371緒論 154581.1研究背景及意義 167241.1.1研究背景 131811.1.2研究意義 1290921.2文獻綜述 2288671.2.1技術溢出角度 282411.2.2要素稟賦角度 2295471.2.3資本和技術綜合角度 4178491.2.4其他角度 485271.2.5文獻述評 6132471.3研究內容及方法 6304091.3.1研究內容 6165871.3.2研究方法 6253011.4研究思路與技術路線 741491.4.1研究思路 7211341.4.2技術路線 7238752相關概念界定及理論概述 8297812.1概念界定 8174742.1.1對外貿易 894732.1.2產業(yè)結構 885442.2理論基礎 8245402.2.1傳統(tǒng)國際貿易理論中的相關研究 869902.2.2產業(yè)結構演進理論 938952.2.3產業(yè)結構調整理論 10245602.3研究假設 11191552.3.1對外貿易對產業(yè)結構的作用機理 1129922.3.2提出研究假設 12149722.4本章小結 13143693江蘇省對外貿易與產業(yè)結構現(xiàn)狀梳理 13180503.1江蘇省對外貿易發(fā)展現(xiàn)狀 13217933.1.1對外貿易概況 13183253.1.2進出口依存度 1425143.1.3進出口貿易結構 16254563.2江蘇省產業(yè)結構現(xiàn)狀 1844833.2.1合理化程度 18170763.2.2高級化程度 20308073.3本章小結 20188084江蘇省對外貿易對產業(yè)結構影響的實證研究 21222494.1變量選擇 2167974.2數(shù)據(jù)收集 21320654.3模型構建 22274904.4相關性分析 23230074.5回歸分析 23180784.5.1平穩(wěn)性檢驗 2362854.5.2協(xié)整檢驗 2487234.5.3誤差修正模型和Granger因果檢驗 25144854.6本章小結 26186035加快江蘇省對外貿易促進產業(yè)結構升級的政策建議 2773965.1繼續(xù)堅持發(fā)展對外貿易，注重產品結構優(yōu)化 27134725.2適度擴大進口，發(fā)揮進口對經濟的積極作用 2757985.3發(fā)展一般貿易，促進加工貿易升級 274015.4實施政府部分干預外貿，帶動企業(yè)和海外市場 28101835.5本章小結 28292966研究結論與展望 29174116.1研究結論 29159556.2研究展望 2913875參考文獻 311緒論研究背景及意義1.1.1研究背景21世紀以來，經濟全球化不斷加深，世界各國之間的經濟聯(lián)系加強，商品的交易和服務的交換也愈發(fā)密集和頻繁。自改革開放以來，我國將發(fā)展對外貿易也作為對外發(fā)展的重要戰(zhàn)略之一。江蘇省作為地處東部沿海的對外貿易大省，不但對外貿易較為發(fā)達，且產業(yè)結構對外依存度也持續(xù)居高。在開放經濟中，某個地區(qū)的經濟能夠健康和平穩(wěn)發(fā)展的重要保證之一是其內外部經濟的協(xié)調發(fā)展。發(fā)展狀況除了依靠對外貿易所直接帶來的經濟增長，還有一個重要的方面就是經濟結構，而經濟結構直接取決于產業(yè)結構，后者的轉型和升級又在一定程度上受對外貿易的制約和影響。近年來，江蘇省產業(yè)結構迅速優(yōu)化，第三產業(yè)所貢獻GDP比重不斷增大，這與對外貿易造成的積極作用密不可分。1.1.2研究意義對外貿易結構在開放經濟條件下是影響一個國家或地區(qū)的產業(yè)結構的主要因素之一，通過對對外貿易的優(yōu)化可以促進產業(yè)結構的升級，因此這二者之間的關系尤為重要。本文通過參考大量文獻，理清二者的理論上的關系，并在此基礎上運用計量經濟學模型，進行實證分析，對江蘇省地區(qū)對外貿易對產業(yè)結構升級的影響進行探討。1.2文獻綜述1.2.1技術溢出角度日本經濟學家赤松要(AkamatsuKaname)所提出的“雁行理論”是較早同時對對外貿易和產業(yè)結構同時進行考察的產業(yè)轉移理論。這一理論研究落后國通過某一產業(yè)的發(fā)展來實現(xiàn)趕超先進國的發(fā)展模式。具體來說，就是依賴先進國的新技術產品，按照“進口-國內生產-出口”的模式來進行。該理論一定程度上對對外貿易對產業(yè)結構升級的影響作出了解釋[AlanLougheed.StrategicTradePolicyandtheNewInternationalEconomicseditedbyPaulKrugma(MITPress,Cambridge,Massachusetts,1987)pp.x+313,ISBN0-262-11112-8[J].Prometheus,1989,7(2).]。AlanLougheed.StrategicTradePolicyandtheNewInternationalEconomicseditedbyPaulKrugma(MITPress,Cambridge,Massachusetts,1987)pp.x+313,ISBN0-262-11112-8[J].Prometheus,1989,7(2).伍茲（2004）從技術溢出的角度出發(fā)，他認為產品的技術溢出效果不是自然產生的，而是隨著技術密集程度的提高而逐漸明顯的，這種技術溢出效應有利于本國生產函數(shù)擴張。他的理論強調了對外貿易結構通過技術層面對產業(yè)結構的影響效應[JuliaW?rz.SkillIntensityinForeignTradeandEconomicGrowth[J].Empirica,2005,32(1).]。JuliaW?rz.SkillIntensityinForeignTradeandEconomicGrowth[J].Empirica,2005,32(1).Kali,Mendez和Reyes（2007）從技術溢出角度出發(fā)研究對外貿易對產業(yè)結構升級的推動作用。他們認為，發(fā)展中國家可以通過貿易活動中的技術擴散獲得發(fā)達國家的產品技術。同時，為了提高產品的國際競爭力，發(fā)展中國家也會努力提高產品質量水平以及自主創(chuàng)新能力，來獲得激勵效應[RajaKali,FabioMéndez,JavierReyes.Tradestructureandeconomicgrowth[J].TheJournalofInternationalTrade&EconomicDevelopment,2007,16(2).]。RajaKali,FabioMéndez,JavierReyes.Tradestructureandeconomicgrowth[J].TheJournalofInternationalTrade&EconomicDevelopment,2007,16(2).1.2.2要素稟賦角度林毅夫（1999）從比較優(yōu)勢的角度出發(fā)進行分析，他認為產業(yè)結構和技術結構的升級是經濟發(fā)展中資源稟賦結構變化的結果，這實際上是將產業(yè)結構和技術結構升級視為兩個內生變量，而資源稟賦結構則是一國對外貿易結構的決定性因素[林毅夫,蔡昉,李周.比較優(yōu)勢與發(fā)展戰(zhàn)略——對“東亞奇跡”的再解釋[J].中國社會科學,1999(05):4-20+204.]。林毅夫,蔡昉,李周.比較優(yōu)勢與發(fā)展戰(zhàn)略——對“東亞奇跡”的再解釋[J].中國社會科學,1999(05):4-20+204.夏刊、王國順（2000）則分析了在開放經濟條件下實現(xiàn)產業(yè)結構升級的方式，一是國際經濟中的“資源轉換”，也就是用本國所富有的自然資源或勞動力資源去與國外的資本或技術進行交換。另一種產業(yè)結構升級的方式則是“資源升級”，也即建立和發(fā)展新的產業(yè)，用以改進原來的產業(yè)，從而做到加強原產業(yè)的比較優(yōu)勢[夏刊,王國順.湖南對外貿易與產業(yè)結構升級[J].湖南經濟,2000(08):18-19.]。夏刊,王國順.湖南對外貿易與產業(yè)結構升級[J].湖南經濟,2000(08):18-19.王麗萍(2000)認為，國際貿易促進國內產業(yè)結構成長是通過比較優(yōu)勢機制來實現(xiàn)的，這也取決于不同國家的國情。這主要分為兩種情況，一是以從某一種產品的進口來開拓國內市場，從而帶動國內該產業(yè)的發(fā)展，發(fā)展到一定階段則形成了規(guī)模經濟，此后便可以大量出口該產品，促進其發(fā)展。另一種是通過制成品出口來取代初級產品出口，并擴大出口帶動整個工業(yè)結構的調整[王麗萍.試析國際貿易對產業(yè)結構成長的影響[J].揚州大學學報(人文社會科學版),2000(05):73-76.]。王麗萍.試析國際貿易對產業(yè)結構成長的影響[J].揚州大學學報(人文社會科學版),2000(05):73-76.黃先海、鄭亞莉（2000）考察了浙江省對外貿易對產業(yè)發(fā)展及結構升級產生推動作用的方式途徑。他們指出，進口對于緩解生產要素的稀缺性有著重要作用，突破了要素瓶頸后更有利于本國最大程度發(fā)展優(yōu)勢產業(yè)。而出口則可以通過依托制成品出口的階梯促進產業(yè)結構升級[黃先海,鄭亞莉.利用外貿外資推動浙江產業(yè)升級研究[J].浙江大學學報(人文社會科學版),2000(06):149-155.]。黃先海,鄭亞莉.利用外貿外資推動浙江產業(yè)升級研究[J].浙江大學學報(人文社會科學版),2000(06):149-155.唐志紅（2004）探討了經濟全球化背景下產業(yè)結構與國際貿易的關系。他認為，國際貿易通過影響幾種市場的競爭機制，在一個國家的產業(yè)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。這幾種市場主要是材料市場、中間產品市場和成品市場。它們的競爭機制與企業(yè)地位的相互作用，對促進一國產業(yè)結構的開放和與世界產業(yè)發(fā)展的互動具有重要作用[唐志紅.基于全球視角下的產業(yè)結構開放與互動[J].財經科學,2004(03):109-112.]。唐志紅.基于全球視角下的產業(yè)結構開放與互動[J].財經科學,2004(03):109-112.吳進紅（2006）認為，對外貿易與產業(yè)結構在開放的經濟條件下對彼此都有相互促進的作用，這兩者之間有著相輔相成的關系。一方面，一個國家或地區(qū)根據(jù)己方的比較優(yōu)勢，生產出擁有比較優(yōu)勢的產品，對于該國進出口商品的結構有著一定的穩(wěn)定作用；另一方面，提高出口商品中高技術含量和高附加值工業(yè)制成品的比重，能夠對進出口商品結構進行優(yōu)化，同樣有利于促進經濟的發(fā)展進而推動產業(yè)結構的升級[吳進紅.對外貿易與江蘇產業(yè)結構升級[J].南京社會科學,2006(03):134-139.]。吳進紅.對外貿易與江蘇產業(yè)結構升級[J].南京社會科學,2006(03):134-139.袁欣（2010）認為，產業(yè)結構和對外貿易是具有同源性的。產業(yè)結構主要受到國家的要素稟賦和其利用形式的影響，而對外貿易則是產業(yè)結構在空間上的一種擴展，因此對外貿易和產業(yè)結構之間相互影響，彼此促進，呈現(xiàn)正相關[袁欣.中國對外貿易結構與產業(yè)結構:“鏡像”與“原像”的背離[J].經濟學家,2010(06):67-73.]。袁欣.中國對外貿易結構與產業(yè)結構:“鏡像”與“原像”的背離[J].經濟學家,2010(06):67-73.李榮林、姜茜（2010）認為，調整出口貿易結構是引導產業(yè)結構調整的重點，對資本密集型產業(yè)的進口增加對于我國的產業(yè)結構升級是有利的[姜茜,李榮林.我國對外貿易結構與產業(yè)結構的相關性分析[J].經濟問題,2010(05):19-23.]。姜茜,李榮林.我國對外貿易結構與產業(yè)結構的相關性分析[J].經濟問題,2010(05):19-23.1.2.3資本和技術綜合角度巴拉薩（1978）在新古典貿易理論的基礎上提出外貿優(yōu)勢轉移說。通過將世界上不同的國家分為不同梯級，來明確各國的外貿結構和比較優(yōu)勢的改變和彼此之間逐層級替代的關系。他的理論也是強調進出口商品結構發(fā)生的變化對于生產要素的積累的關系及互相的影響，這一點與雁行理論相似[BalassaBela.Exportsandeconomicgrowth:Furtherevidence[J].North-Holland,1978,5(2).]。BalassaBela.Exportsandeconomicgrowth:Furtherevidence[J].North-Holland,1978,5(2).肖云（1994）考察了產業(yè)結構升級變化在國際貿易角度之下的規(guī)律。他首先分析了當貿易僅限于商品貿易時，國際貿易對貿易雙方產業(yè)結構調整的利好。再將貿易的對象泛化為資本、技術等生產要素，此時國際貿易仍然具有促進產業(yè)結構調整升級的作用存在[肖云.我國產業(yè)結構的演進及對外經濟的戰(zhàn)略選擇[J].貴州社會科學,1994(05):15-18+30.]。肖云.我國產業(yè)結構的演進及對外經濟的戰(zhàn)略選擇[J].貴州社會科學,1994(05):15-18+30.王愷倫（2006）對1990年至2006年中國對外貿易與產業(yè)結構變動的情況進行了實證分析。研究表明，對外貿易確實推動了我國工業(yè)化水平持續(xù)提高。另外，在我國對外貿易中，產業(yè)內貿易逐漸占據(jù)著愈發(fā)重要的地位。可以說明我國產業(yè)結構不斷升級、新興產業(yè)高速發(fā)展、資本密集型和技術密集型產業(yè)份額持續(xù)增長都是影響產業(yè)內貿易發(fā)展的重要因素[王榿倫.對外貿易與中國產業(yè)結構高度化進程實證研究[J].技術經濟,2006(02):24-27.]。王榿倫.對外貿易與中國產業(yè)結構高度化進程實證研究[J].技術經濟,2006(02):24-27.王菲、鄭先勇（2011）認為，產業(yè)結構可以決定對外貿易結構，而貿易結構反過來在產業(yè)結構的循環(huán)中發(fā)揮作用[鄭先勇,王菲.對外貿易結構與產業(yè)結構影響經濟增長文獻綜述[J].現(xiàn)代商貿工業(yè),2011,23(03):108-109. ]鄭先勇,王菲.對外貿易結構與產業(yè)結構影響經濟增長文獻綜述[J].現(xiàn)代商貿工業(yè),2011,23(03):108-109. 黃凱、唐根年（2012）通過進行數(shù)據(jù)分析，認為我國產業(yè)結構正從低端資源轉向高端，貿易結構和產業(yè)結構的偏差則會導致資本密集型和技術密集型產業(yè)結構的轉型升級失敗[黃凱,唐根年.我國貿易結構與產業(yè)結構的偏差[J].經營與管理,2012(11):62-66.]。黃凱,唐根年.我國貿易結構與產業(yè)結構的偏差[J].經營與管理,2012(11):62-66.UlrikeHotopp等（2005）對東歐和中東的對外貿易結構與產業(yè)結構進行了實證研究，認為勞動密集型和技術密集型產品出口比例呈現(xiàn)不同程度的上升是影響產業(yè)結構升級的重要因素[ULRIKEHOTOPP,SLAVORADOSEVIC,KATEBISHOP.TradeandIndustrialUpgradinginCountriesofCentralandEasternEurope:PatternsofScale-andScope-BasedLearning[J].EmergingMarketsFinanceandTrade,2005,41(4).]。ULRIKEHOTOPP,SLAVORADOSEVIC,KATEBISHOP.TradeandIndustrialUpgradinginCountriesofCentralandEasternEurope:PatternsofScale-andScope-BasedLearning[J].EmergingMarketsFinanceandTrade,2005,41(4).1.2.4其他角度錢納里、塞爾昆（1975）進行了量化分析，將經濟結構、GDP、年末總人口、凈流入資本和時間等因素以半對數(shù)回歸方程的形式進行了計量分析[PackHoward.Industrializationandgrowtha??acomparativestudy:HollisChenery,(OxfordUniversityPress,fortheWorldBank,NewYork,1986)pp.x+387,$29.95[J].North-Holland,1989,31(1).]。PackHoward.Industrializationandgrowtha??acomparativestudy:HollisChenery,(OxfordUniversityPress,fortheWorldBank,NewYork,1986)pp.x+387,$29.95[J].North-Holland,1989,31(1).牛文育（1995）分析了產業(yè)結構在外向經濟發(fā)展模式中的所受的影響，這主要體現(xiàn)在——1.帶動效應，由于對外貿易可以帶來就業(yè)量和收入量的增加，而有效供給的擴大則會推動國民經濟增長加快；2.優(yōu)化效應，即企業(yè)競爭能力增加，激烈競爭的企業(yè)行為導致產業(yè)貿易結構的高級化，從這個角度推動產業(yè)結構的優(yōu)化[牛文育.論技術引進對外貿和產業(yè)結構的影響[J].蘭州學刊,1995(05):25-27.]。牛文育.論技術引進對外貿和產業(yè)結構的影響[J].蘭州學刊,1995(05):25-27.戰(zhàn)書彬(1997)側重研究對外貿易結構與產業(yè)結構的直接關系，從出口和進口兩個方面說明對外貿易結構由產業(yè)結構決定，而對外貿易結構的變化也反過來制約著產業(yè)結構的轉變，也即對外貿易結構與產業(yè)結構之間有互相帶動和互為被動的關系[戰(zhàn)書彬.論對外貿易與優(yōu)化產業(yè)結構的關系[J].東岳論叢,1997(06):40-43.]。戰(zhàn)書彬.論對外貿易與優(yōu)化產業(yè)結構的關系[J].東岳論叢,1997(06):40-43.鐘昌標（2000）認為，對外貿易既能通過乘數(shù)效應般的方式推動經濟總量的增長，還能夠通過改變進出口結構推動區(qū)域產業(yè)結構進行調整。并且國際貿易對區(qū)域產業(yè)結構既有間接的影響，也有直接的影響，直接方面的影響以眾所周知的進出口對產業(yè)結構的影響為主，而間接方面主要是對外貿易所造成的以國際投資為主的國際間的產業(yè)聯(lián)系可以帶動產業(yè)結構的變化[鐘昌標.外貿對區(qū)域產業(yè)結構演進的效應[J].數(shù)量經濟技術經濟研究,2000(10):18-20.]。鐘昌標.外貿對區(qū)域產業(yè)結構演進的效應[J].數(shù)量經濟技術經濟研究,2000(10):18-20.洪銀興（2001）在分析中國成為WTO成員國對本國經濟的影響時，指出加入WTO有利于進一步加快國內產業(yè)結構調整，而產業(yè)結構調整往往是產業(yè)結構轉型升級的重要前提。他的分析中還分別以制造業(yè)、農業(yè)和服務業(yè)舉例，具體分析對外貿易與產業(yè)結構之間的關系[洪銀興.WTO條件下貿易結構調整和產業(yè)升級[J].管理世界,2001(02):21-26+219-220.]。洪銀興.WTO條件下貿易結構調整和產業(yè)升級[J].管理世界,2001(02):21-26+219-220.Findlay,Jones(2001)認為，貿易的發(fā)展會加深各國對國際分工的參與程度，從而使各國能夠發(fā)揮出本國優(yōu)勢來提高產業(yè)綜合競爭力，進而促進產業(yè)結構優(yōu)化升級[RonaldFindlay,RonaldWJones.InputTradeandtheLocationofProduction[J].AmericanEconomicReview,2001,91(2).]。RonaldFindlay,RonaldWJones.InputTradeandtheLocationofProduction[J].AmericanEconomicReview,2001,91(2).DaisukeOyama等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，對外貿易發(fā)展能夠先促進發(fā)達國家產業(yè)結構調整，進而再帶動發(fā)展中國家產業(yè)結構升級[DaisukeOyama,YasuhiroSato,TakatoshiTabuchi,Jacques‐Fran?oisThisse.Ontheimpactoftradeontheindustrialstructuresofnations[J].JohnWiley&Sons,Ltd(10.1111),2011,7(1).]。DaisukeOyama,YasuhiroSato,TakatoshiTabuchi,Jacques‐Fran?oisThisse.Ontheimpactoftradeontheindustrialstructuresofnations[J].JohnWiley&Sons,Ltd(10.1111),2011,7(1).齊建民、孫旭杰（2013）通過對我國1980至2010年的相關數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)對外貿易結構的優(yōu)化明顯地推動了經濟增長和產業(yè)結構升級[齊建民,孫旭杰.貿易與產業(yè)結構雙輪驅動下的中國經濟增長方式——基于VAR模型的實證分析[J].求索,2013(04):20-23.]。齊建民,孫旭杰.貿易與產業(yè)結構雙輪驅動下的中國經濟增長方式——基于VAR模型的實證分析[J].求索,2013(04):20-23.陳晉玲（2014）收集并整理中國1980-2012年的時間序列數(shù)據(jù)，運用所定義的對外貿易結構和產業(yè)結構變化指標，對三類變化效應值進行了平穩(wěn)性檢驗、脈沖影響分析以及格蘭杰因果檢驗，同時根據(jù)錢納里半對數(shù)模型進行實證分析，最后得出結論，認為進口貿易結構變化對產業(yè)結構的促進作用大于出口貿易結構[陳晉玲.我國對外貿易結構優(yōu)化對產業(yè)結構升級影響研究[J].商業(yè)時代,2014(10):25-27.]。陳晉玲.我國對外貿易結構優(yōu)化對產業(yè)結構升級影響研究[J].商業(yè)時代,2014(10):25-27.劉斌斌，丁俊峰（2015）研究2001至2012年省級數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)工業(yè)制成品出口比重的提高能夠推動我國第二、三產業(yè)生產力趨向均衡，從而有利于產業(yè)結構調整[劉斌斌,丁俊峰.出口貿易結構的產業(yè)結構調整效應分析[J].國際經貿探索,2015,31(07):42-51.]。劉斌斌,丁俊峰.出口貿易結構的產業(yè)結構調整效應分析[J].國際經貿探索,2015,31(07):42-51.溫焜（2016）以廣東省1992至2014年相關數(shù)據(jù)為研究對象，運用格蘭杰因果檢驗等方法，探究了對外貿易結構與產業(yè)結構升級之間的相關性。他認為進口在推動產業(yè)結構升級方面相比出口有更明顯的作用[溫焜.對外貿易結構調整與產業(yè)結構升級的相關性檢驗——以廣東省為例[J].財會月刊,2016(18):34-40.]。溫焜.對外貿易結構調整與產業(yè)結構升級的相關性檢驗——以廣東省為例[J].財會月刊,2016(18):34-40.1.2.5文獻述評除去只研究對外貿易對經濟增長的影響和產業(yè)結構對經濟增長的影響的文獻不表，可以發(fā)現(xiàn)國內外學者對對外貿易對產業(yè)結構的影響這一問題的研究的出發(fā)點大多為技術溢出、要素資源稟賦和二者的綜合效應，也有少部分相關文獻從其他微觀層面入手研究。國內的許多學者根據(jù)前人的研究方法，通過借鑒和改良模型，也不斷完善著前人的研究成果。1.3研究內容及方法1.3.1研究內容本文全文共六章，各章具體內容如下：第一章為緒論。本章主要介紹了研究背景及意義，對于相關研究文獻的綜述及述評，闡述了研究內容及方法、研究思路與技術路線。第二章為相關概念界定及理論概述。主要分為三個部分：概念界定、理論基礎和研究假設。第三章為江蘇省對外貿易與產業(yè)結構發(fā)展現(xiàn)狀梳理。利用江蘇省的相關統(tǒng)計指標介紹了江蘇省對外貿易概況以及江蘇省產業(yè)結構現(xiàn)狀。第四章為江蘇省對外貿易對產業(yè)結構升級影響的實證研究。通過參考大量文獻選取了相關變量指標并構建模型；從江蘇省統(tǒng)計局等網(wǎng)站獲取數(shù)據(jù)；通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等計量經濟學步驟進行定量研究。第五章為加快江蘇省對外貿易促進產業(yè)結構升級的政策建議。包括繼續(xù)堅持發(fā)展對外貿易，注重產品結構優(yōu)化；適度擴大進口，發(fā)揮進口對經濟的積極作用；發(fā)展一般貿易，促進加工貿易升級以及實施政府部分干預外貿，帶動企業(yè)和海外市場四個方面。第六章為研究結論以及展望。文章最后為參考文獻以及致謝。1.3.2研究方法（1）文獻研究法，即對江蘇省對外貿易和產業(yè)結構升級相關歷史文獻進行搜集、整理、歸納。（2）描述性統(tǒng)計法，即對整理的數(shù)據(jù)進行制圖、制表等方法，更直觀地展示了數(shù)據(jù)。（3）定量分析與定性分析結合。采用了計量經濟學的模型以及分析方法，對相關數(shù)據(jù)進行了處理，同時也對有關結論的問題進行了定性分析。1.4研究思路與技術路線1.4.1研究思路首先，陳列相關文獻綜述，包括對外貿易與產業(yè)結構的研究以及兩者之間關系的研究成果；其次，梳理涉及對外貿易以及產業(yè)結構升級的經典理論模型，為實證分析打下基礎；再次，整理相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，介紹江蘇省近年來對外貿易和產業(yè)結構的現(xiàn)狀和特點；第四，利用實證分析工具，設立計量經濟學模型，定量地分析江蘇省對外貿易對產業(yè)結構升級的影響；第五，根據(jù)所得出的結論，提出相關的建議。最后，總結全文得出的結論和不足之處，并進行學術展望。1.4.2技術路線2相關概念界定及理論概述2.1概念界定2.1.1對外貿易對外貿易亦稱“外貿”，是指不同國家（地區(qū)）彼此之間的商品、服務和技術的交換。對于運進商品或服務的國家（地區(qū)）來說就是進口，對于運出商品或服務的國家（地區(qū)）來說就是出口。2.1.2產業(yè)結構廣義上的產業(yè)結構包括構成產業(yè)總體的產業(yè)組合方式、產業(yè)類型、不同產業(yè)之間的本質聯(lián)系，各產業(yè)的技術、發(fā)展程度，在國民經濟地位中的作用，在空間上的分布、數(shù)量比例上的關系等。狹義上的產業(yè)結構主要指各產業(yè)的構成及其比例關系。由于生產領域部門和行業(yè)類別眾多，產業(yè)結構在不同門類的長久協(xié)同發(fā)展也逐漸呈現(xiàn)不同的特征。2.2理論基礎2.2.1傳統(tǒng)國際貿易理論中的相關研究絕對優(yōu)勢理論的首次出現(xiàn)是在亞當·斯密的《國富論》中。作者認為造成不同國家在不同商品的生產中的生產優(yōu)勢差距的原因是勞動生產率的絕對差距。因此各國應該專注生產本國內勞動生產率最高的商品，然后通過與其他國家進行交換從中獲取利益。這樣有利于本國資源得到最為充分的利用。同時，絕對優(yōu)勢理論也闡明，一個國家可以通過出口帶動產業(yè)發(fā)展，進而推動產業(yè)結構優(yōu)化[亞當斯密.國富論.商務印書館,[M].1979年：34~36]亞當斯密.國富論.商務印書館,[M].1979年：34~36在絕對優(yōu)勢理論的基礎上，大衛(wèi)·李嘉圖提出了比較優(yōu)勢理論的概念。他認為國際貿易的先決條件不一定是絕對優(yōu)勢，一個國家在某種產品或產業(yè)上只要具有相對優(yōu)勢，就可以根據(jù)這種優(yōu)勢集中生產并出口該產品。即使一個國家在任何商品的勞動生產率上都低于他國，處于絕對劣勢，也不必全部停產，而是可以根據(jù)自己的相對優(yōu)勢進行出口[大衛(wèi)·李嘉圖.政治經濟學及賦稅原理[M]. 商務印書館,1979年版:大衛(wèi)·李嘉圖.政治經濟學及賦稅原理[M]. 商務印書館,1979年版:532-533.在前者的基礎上，瑞典經濟學家赫克歇爾和俄林又提出了要素稟賦理論。他們認為一國應該出口資源豐富的要素密集型產品，而出口那些本國較為稀缺的要素所生產的產品。這樣的方式可以使不同國家之間的資源得到充分的利用，同時又能緩解那些資源稀缺國家的生產壓力。各國在這樣的方式下進行國際分工，也能夠通過傳遞效應來進行國內產業(yè)結構的優(yōu)化和升級。2.2.2產業(yè)結構演進理論配第-克拉克定理是1940年克拉克在威廉·配第的關于國民收入與勞動力流動之間關系學說的基礎上提出的。該理論揭示了產業(yè)結構變化的規(guī)律。即隨著經濟的發(fā)展和人均國民收入水平的提高，勞動力會逐漸從第一產業(yè)轉移至第二產業(yè)。當人均國民收入水平進一步提高時，勞動力又會從第二產業(yè)向第三產業(yè)轉移。隨著經濟的發(fā)展，各產業(yè)間的收入逐漸顯現(xiàn)出差距。社會勞動力中參與第一產業(yè)的勞動力比重會逐漸減少，參與第二、三產業(yè)的勞動力比重將會增加。人均國民收入水平越高的國家，第一產業(yè)中的社會勞動力中占比越小，第二、三產業(yè)中社會勞動力所占比重就越大。隨著經濟的發(fā)展，行業(yè)之間的收入差距逐漸顯現(xiàn)。勞動力參與第一產業(yè)的比重將逐步下降，而勞動力參與第二、三產業(yè)的比重將上升。人均國民收入水平越高，第一產業(yè)中社會勞動比重越小，第二、三產業(yè)中社會勞動比重越大。在前人研究的基礎上，庫茲涅茨對不同國家的產業(yè)結構中勞動力的變化趨勢進行了分析，提出庫茲涅茨法則：（1）農業(yè)部門取得的國民收入占全部國民收入的比重呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，這與農業(yè)中的勞動力占全部勞動力呈下降趨勢不謀而合。（2）隨著經濟發(fā)展，工業(yè)部門創(chuàng)造的國民收入占全部國民收入的比重不斷上升，但是工業(yè)中的勞動力只是略有上升，大體保持不變。這說明第二產業(yè)在國家經濟發(fā)展中具有重大貢獻的同時，也說明原有的一部分勞動力被技術所代替，因此勞動力數(shù)量大體不變。（3）服務行業(yè)中的勞動力比重占全部社會勞動力的比重呈現(xiàn)上升趨勢，而服務行業(yè)的收入占全部國民收入的比重也同樣呈現(xiàn)上升趨勢。這說明服務業(yè)發(fā)展迅速[RostowWW,KuznetsS.EconomicGrowthofNations;TotalOutputandProductionStructure[J].PoliticalScienceQuarterly,1971,86(4):654.RaymondVernon.Internationalinvestmentandinternationaltradeintheproductcycle[J].JohnWiley&Sons,Ltd,1966,8(4).RostowWW,KuznetsS.EconomicGrowthofNations;TotalOutputandProductionStructure[J].PoliticalScienceQuarterly,1971,86(4):654.RaymondVernon.Internationalinvestmentandinternationaltradeintheproductcycle[J].JohnWiley&Sons,Ltd,1966,8(4).ShinboJunichiro.AlbertO.Hirschman,TheStrategyofEconomicDevelopment[J].AsianStudies,1958,5(4).程莉.產業(yè)結構的合理化、高級化會否縮小城鄉(xiāng)收入差距——基于1985-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)的經驗分析[J].現(xiàn)代財經(天津財經大學學報),2014,34(11):82-92.徐德云.產業(yè)結構升級形態(tài)決定、測度的一個理論解釋及驗證[J].財政研究,2008(01):46-49.1931年，霍夫曼根據(jù)近20個國家的時間序列數(shù)據(jù)，分析了制造業(yè)中消費資料工業(yè)和生產資料工業(yè)的“霍夫曼比例”，即消費資料工業(yè)的凈產值與生產資料工業(yè)的凈產值的比值，并依照霍夫曼比例的不同將工業(yè)化分為四個階段：第一階段，生活資料占據(jù)主體地位，霍夫曼比例系數(shù)為5；第二階段，生產資料工業(yè)迅速發(fā)展，但發(fā)展程度不及生活工業(yè)資料，霍夫曼比例系數(shù)為2.5；第三階段，生產資料工業(yè)與生活資料工業(yè)發(fā)展速度大致相當，霍夫曼比例系數(shù)為1；第四階段，生產資料工業(yè)發(fā)展超過生活資料工業(yè)發(fā)展，霍夫曼比例系數(shù)小于1，標志著進入了工業(yè)化階段?；舴蚵壤禂?shù)可以判斷出一國內工業(yè)化的程度，這就是“霍夫曼定理”。美國經濟學家雷蒙德·弗農提出了產品生命周期理論。他認為工業(yè)先行國通過參與國際分工來促進本國產業(yè)升級，因此其產業(yè)結構演變的模式與國際市場的變化情況休戚相關。其中產品流轉分為幾個階段。第一階段，一國開發(fā)并生產出新產品，這種產品迅速進入國內消費市場，此時該產品屬于知識技術密集型產品。第二階段，該產品的生產規(guī)模不斷擴大，并拓寬消費市場至海外，后發(fā)工業(yè)國進口該產品時也引進了相應技術，隨著技術的外溢，該進口國也逐漸有能力生產同類產品，此時該產品轉變?yōu)橘Y本密集型產品。最后階段是標準化時期，此時隨著該產品在海外生產成本下降并形成規(guī)模優(yōu)勢，原創(chuàng)新國不再具有生產該產品的比較優(yōu)勢，逐漸轉為進口該產品，此階段該產品已經轉變?yōu)閯趧用芗彤a品?？偟膩碚f，這一理論也是以新產品被開發(fā)并進入市場作為出發(fā)點來研究產業(yè)結構的變化的，所以被稱作產品生命周期理論。不同要素密集度的產業(yè)在演進中，從勞動密集型向資本密集型，再向技術密集型有序演進，這一過程主要由技術水平進步、勞動力變化等原因影響[]。2.2.3產業(yè)結構調整理論（1）劉易斯的二元結構轉變理論。該理論強調“兩部門結構發(fā)展模型”的概念。由于傳統(tǒng)農業(yè)受到資源和技術限制，假定農業(yè)的邊際生產率趨近于零，出現(xiàn)大量的過剩勞動力，而城市工業(yè)的邊際勞動生產率相對較高，可以以合理的價格吸收農業(yè)中過剩的這部分勞動力，獲得較高利潤。但隨著時間推移，工業(yè)的邊際勞動生產率也會逐漸下降，最終，下降的工業(yè)勞動力的邊際生產率與農業(yè)勞動力的邊際生產率相等，此時二元結構轉變?yōu)橐辉Y構。顯然這一理論不適合現(xiàn)今的情況研究。（2）阿爾伯特·赫希曼提出的不平衡增長理論。該理論認為，發(fā)展中國家因為受到稀缺資源的限制，無法在所有行業(yè)部門進行投資，在該情況下為了發(fā)展經濟只能在有限的行業(yè)部門投資才能發(fā)揮資源的最大作用。他認為有限的資本在社會資本和直接生產資本的分配中具有替代性，實現(xiàn)非均衡發(fā)展主要有兩種途徑：一是對直接生產的投資，這會導致導致社會資本的短缺，而短缺所導致的生產成本上升將迫使投資向社會資本轉移，使生產投資和社會資本逐漸趨于均衡，并不斷實現(xiàn)由失衡到均衡的過程。二是先對社會資本進行投資，使社會資本盈余，降低生產活動成本，再增加對直接生產資本的投資，達到兩者的平衡[]。這一理論與我國的實際情況更加吻合。（3）羅斯托的主導部門理論，將經濟成長分為6個階段，分別是傳統(tǒng)社會階段、起飛前階段、起飛階段、向成熟推進階段、成熟高額消費階段和追求生活質量階段。每個階段都有主導產業(yè)部門，如農業(yè)、紡織、鐵路、建筑、鋼鐵、電力、汽車、服務業(yè)和城郊建筑業(yè)都曾成為主導部門。該理論認為不同的時代階段有不同的主導產業(yè)部門，而收入增加會最主要引起主導產業(yè)部門的擴張，主導產業(yè)部門的擴張會通過前向效應和后向效應帶動經濟全面增長。2.3研究假設2.3.1對外貿易對產業(yè)結構的作用機理對外貿易通過改變要素稟賦影響產業(yè)結構升級對外貿易可以改變產業(yè)的產品需求彈性和要素供給彈性來影響產業(yè)結構的變化。對于那些國內較為富足甚至過剩的資源稟賦，對外貿易可以為其開拓海外市場，解決需求不足的問題。而對于那些國內較為稀缺的資源，對外貿易也可以通過進口商品結構改變產業(yè)的產品要素供給彈性，彌補供給不足的短板，從另一方面促進產業(yè)結構的轉型升級。此外，對外貿易可以形成規(guī)模經濟效應，更有助于一國集中生產要素，最大程度發(fā)揮優(yōu)勢帶來經濟效用，并促進產業(yè)結構轉型升級。對外貿易通過產業(yè)間的關聯(lián)影響產業(yè)結構升級進口商品和出口商品分別可以通過前向關聯(lián)和后向關聯(lián)推動產業(yè)結構升級。在出口具有競爭優(yōu)勢的產業(yè)產品時，相關產業(yè)也會得以發(fā)展，進而整體產業(yè)結構也會隨之優(yōu)化。同時，出口商品中的產業(yè)所需的相關產品也會帶動相關產業(yè)的技術進步。比如出口大宗商品貨物時，對于如公路、鐵路、港口等基礎設施有一定的要求，而這些基礎設施的建設需求又可以通過前向關聯(lián)推動整體產業(yè)結構優(yōu)化。同理，進口技術密集型產品，也會刺激相關的其他產業(yè)發(fā)展，進而整體提升相關產業(yè)的發(fā)展水平。對外貿易通過技術進步影響產業(yè)結構升級從進口來看，大量進口資本密集型和技術密集型產品，可以借鑒到他國先進的產品技術，在降低技術成本的情況下還能夠改良國內相關產業(yè)，提升本國產品的技術水平，使產品改造升級。另一方面，對于高端機械設備的進口，可以提高生產效率，推動生產規(guī)模的擴大，增強產業(yè)競爭力。抑或是進口的機械設備與國內的勞動力或其他豐裕資源結合，使得出口產業(yè)更具有競爭力。從出口來說，其他進口國對于其進口產品的質量標準和技術水平有較嚴格的要求，這可以倒逼出口國不斷提升技術水平，提高產品質量水準，使其符合國際市場標準，產品競爭力因此提升。綜上所述，無論是進口還是出口的角度來看，對外貿易結構都可以通過技術水平升級來影響產業(yè)結構的轉型升級。對外貿易通過新興產業(yè)來影響產業(yè)結構升級一國對于出口商品的優(yōu)化，可以使該商品出口量升高，該產業(yè)部門也得到發(fā)展，而產業(yè)的發(fā)展又可以帶動該產業(yè)的勞動者收入提高，可支配收入的提高又會刺激居民的消費需求，這種需求較為可能是面對資本、技術密集型產品的消費偏好增加，而這有利于刺激一些新興產業(yè)的發(fā)展，進而促進產業(yè)結構發(fā)展升級。另一方面來說，對新興產品的進口，又能夠引導使國內消費者形成新的消費習慣，新的消費需求達到一定規(guī)模時，又有機會催生新的產業(yè)。從這個角度來說，對外貿易結構的變化發(fā)展也能夠推動產業(yè)結構升級。2.3.2提出研究假設根據(jù)以上作用機理，可以提出實證研究模型中的基本假設：H1：對外貿易對產業(yè)結構升級有著單向的影響。H2：對外貿易對產業(yè)結構升級有促進作用。2.4本章小結本章將外貿易的概念、相關理論發(fā)展與產業(yè)結構升級的相關理論基礎進行了闡述和梳理。首先介紹了對外貿易和產業(yè)結構的概念，然后梳理對外貿易相關理論，從絕對優(yōu)勢理論到比較優(yōu)勢理論再到要素稟賦理論。而后明確了本文中產業(yè)結構的概念，并梳理相關理論，其中包括配第-克拉克定理、庫茲涅茨法則和霍夫曼定理等經典理論。然后分析對外貿易結構對產業(yè)結構升級的影響機理，主要從要素稟賦、技術進步、產業(yè)間關聯(lián)、新興產業(yè)這四個主要方面進行了解釋。3江蘇省對外貿易與產業(yè)結構現(xiàn)狀梳理3.1江蘇省對外貿易發(fā)展現(xiàn)狀3.1.1對外貿易概況本世紀以來，江蘇省對外貿易發(fā)展勢頭穩(wěn)定而高速，尤其在2001年中國加入WTO后增速明顯加快，在全國排名快速上升。江蘇省進出口總額、進口額、出口額分別從2000年的456.38億美元、198.68億美元和257.70億美元增長到2019年的6294.70億美元、2346.85億美元和3947.84億美元，分別增長了12.79倍、10.81倍和14.32倍。2019年江蘇省2019年江蘇省進出口總額在全國所占比例為13.74%。進出口總額和出口額都排全國第二?？梢娊K省是名副其實的貿易大省。表3.1 江蘇省歷年進出口額（單位：億美元）（數(shù)據(jù)來源:江蘇省統(tǒng)計年鑒）3.1.2進出口依存度對外貿易依存度是是用于衡量一國或地區(qū)對外依賴程度的經濟指標，通常用該國或地區(qū)對外貿易總額所占GDP或GNP的比重來衡量。該指標具體又分為進口依存度和出口依存度，可以獨到地表明進出口與GDP增長之間的相關性。表3.2 江蘇省進口依存度和出口依存度指標年份江蘇地區(qū)生產總值（億美元）江蘇進口總額（億美元）江蘇出口總額（億美元）進口依存度（%）出口依存度（%）20001033.25198.68257.719.2324.9420011142.54224.77288.7819.6725.2820021281.48318.25384.824.8330.0320031503.31545.3591.436.2739.3420041812.73833.6874.9745.9948.2720052234.661049.591229.8246.9755.0320062715.211235.771604.1945.5159.0820073385.211459.382037.3343.1160.1820084455.721542.322380.3634.6153.4220095046.361395.891992.4327.6639.4820106113.731952.422705.531.9444.2520117561.652271.363126.2330.0441.3420128542.092195.553285.3825.7038.4620139583.002219.883288.5723.1634.32201410553.902218.933418.6921.0232.39201511440.492069.453386.6818.0929.60201611645.191902.683193.4416.3427.42201712718.052278.43632.9817.9128.57201814085.222599.994040.4418.4628.69201914442.492346.853947.8416.2527.33（數(shù)據(jù)來源:江蘇省統(tǒng)計年鑒）3.1.3進出口貿易結構進出口商品結構是可以用于衡量地區(qū)對國際市場的依賴程度的重要標準。一般來說，按照附加值的高低不同可將進出口商品主要分為附加值較低的初級產品和附加值較高的工業(yè)制成品。前者在國際市場上的競爭力相對較弱，一般在粗放的外貿經濟下和較低水平的國內或地區(qū)產業(yè)結構中占主導地位。而工業(yè)制成品競爭能力較強，一般在集約型外貿經濟下和較高水平的國內或地區(qū)產業(yè)結構中占主導地位。因此，對進出口商品結構的研究有助于探究對外貿易特點和產業(yè)結構特點。表3.2江蘇省2001年-2019年出口商品結構比重年份初級產品工業(yè)制成品出口額（億美元）占出口總額比重出口額（億美元）占出口總額比重20019.410.033279.360.967200413.860.016861.110.984200725.480.0122012.050.988201043.740.0162661.760.984201352.560.0163193.960.984201651.380.0163077.720.984201953.480.0143693.360.986表3.3江蘇省2001年-2019年進口商品結構比重年份初級產品工業(yè)制成品進口額（億美元）占進口總額比重進口額（億美元）占進口總額比重200127.010.120197.760.880200477.320.093756.280.9072007149.310.1021310.060.8982010279.600.1431672.830.8572013346.210.1561831.550.8442016233.260.1231591.870.8772019328.380.1401888.620.860如圖所示，本世紀以來江蘇省出口商品結構比較穩(wěn)定。工業(yè)制成品出口比重遠大于初級產品，穩(wěn)定居于95%以上，在出口商品中占據(jù)絕對主導地位。進口商品中，工業(yè)制成品也基本保持著85%以上比重。這說明江蘇省的進出口結構一直穩(wěn)定地向深加工、精加工、高附加值方向發(fā)展，而且基本已經完成結構的轉變，從勞動密集型產品為主導的時期轉變?yōu)橘Y本技術密集型產品為主導的時期。3.2江蘇省產業(yè)結構現(xiàn)狀本世紀以來，江蘇省經濟實力顯著快速提升，國內生產總值由2000年的8553.69億元增加到2019年的99631.52億元，這其中，產業(yè)結構調整發(fā)揮著重要的作用。3.2.1合理化程度近20年來，江蘇省產業(yè)結構持續(xù)優(yōu)化，第一產業(yè)比重不斷下降，第二產業(yè)占比小幅下降，第三產業(yè)穩(wěn)中有升。表3.42000-2019年江蘇省GDP和三次產業(yè)總體情況年份江蘇省GDP第一產業(yè)第二產業(yè)第三產業(yè)20008553.691048.344435.893069.4620019456.841094.484907.463454.9200210606.851110.445604.493891.92200312442.871162.456787.114493.31200414823.131367.588331.95123.65200518121.331461.5110240.416419.41200621240.791545.0511998.097697.65200725988.361814.6314504.639669.1200830945.452096.4717058.5411790.44200934471.672255.8418674.8113541.02201041383.872530.9421861.4816991.45201148839.213051.3825239.2220548.61201253701.923400.3627158.7823142.78201359349.413447.4929149.4226752.5201464830.513607.431048.8430174.27201571255.933952.4733371.7733931.69201677350.854039.7535041.5338269.57201785869.764045.1639124.1142700.49201893207.554141.7142129.3746936.47201999631.524296.2844270.5151064.73圖3.42000-2019年江蘇省三次產業(yè)結構從上表和上圖可以看出，近20年來江蘇省產業(yè)結構由以工業(yè)為主逐漸轉變?yōu)榉諛I(yè)占主導地位，這與發(fā)達國家的產業(yè)結構更加接近。這一現(xiàn)象也能一定程度上說明江蘇省的產業(yè)結構正在不斷逐漸升級。這樣的產業(yè)結構變化規(guī)律正好符合配第-克拉克定律和庫茲涅茨的研究觀點，即隨著人均收入水平提高，第一產業(yè)在GDP中占比越來越小，第二和第三產業(yè)比重增加，產業(yè)結構不斷優(yōu)化。3.2.2高級化程度產業(yè)結構高級化是指在產業(yè)結構合理化的過程上，使產業(yè)結構長期動態(tài)優(yōu)化到更合理過程。通過參考大量文獻，本文采用程莉的方法，以第三產業(yè)與第二產業(yè)產值的比值來衡量高級化[]，從而便于衡量經濟發(fā)展下產業(yè)的服務化程度。圖3.5江蘇省產業(yè)高級化程度2000-2019變化3.3本章小結本章旨在介紹江蘇省對外貿易結構和產業(yè)結構現(xiàn)狀。先是從進出口規(guī)模、進口和出口對外依存度以及出口商品結構的變化的相關數(shù)據(jù)來闡述江蘇省對外貿易結構的狀況，再根據(jù)歷年江蘇省三次產業(yè)規(guī)模變化和所占比重的變化來說明江蘇省產業(yè)結構的升級變化，并進行了產業(yè)結構高級化度量4江蘇省對外貿易對產業(yè)結構影響的實證研究4.1變量選擇按照配第-克拉克定理所揭示的規(guī)律，隨著經濟的發(fā)展和人均國民收入水平的提高，勞動力會先逐漸從第一產業(yè)轉移至第二產業(yè)，再由第二產業(yè)轉移至第三產業(yè)。在許多研究對外貿易對產業(yè)結構升級的促進作用的文獻中，許多研究者利用第二產業(yè)產值所占GDP比重或是三次產業(yè)所占GDP比重來作為被解釋變量進行實證研究，但本文不采用這兩種指標所確定的模型。原因有二：第一，將第二產業(yè)產值所占GDP比重作為被解釋變量的方式過于久遠，在江蘇省曾經第二產業(yè)發(fā)展速度最快時可能較為恰當，但對于現(xiàn)階段第二產業(yè)產值有小幅下降，而第三產業(yè)產值逐漸上升的江蘇省來說并不適合。第二，需要用到三次產業(yè)所占GDP比重指標的方法較為繁瑣，涉及到的檢驗種類過多，超出了本科生能力的范圍。在選取產業(yè)結構升級指標時，經過大量的文獻閱讀并加以考慮，本文根據(jù)徐德云（2008）[]、徐暉（2014）等的研究，將選取，其中Pi表示第i產業(yè)的增加值占GDP增加值的比重，S越是接近1，即說明第一產業(yè)占的比重越大，這就表示產業(yè)結構升級的程度越低；S越是接近3，則說明第三產業(yè)占的比重越大，進而表示產業(yè)結構升級的程度越高。在模型中對S進行對數(shù)處理后以LS表示。在模型中還加入進口額與出口額交互項以及其他控制變量。4.2數(shù)據(jù)收集由于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》中對三次產業(yè)各貢獻的GDP的最新記錄至2018年，所以本文的原始數(shù)據(jù)是2000-2018之間19年的江蘇省進口額、出口額以及產業(yè)結構升級指標。所有相關數(shù)據(jù)均來自于歷年江蘇省統(tǒng)計年鑒。為了消除產業(yè)結構指標序列和進出口總額中的異方差性，對以上數(shù)據(jù)取對數(shù)。下文分別用LS,LM,LX代表產業(yè)結構指標對數(shù)、進口額對數(shù)和出口額對數(shù)。表4.1產業(yè)結構指標及進出口額對數(shù)年份LSLMLXLM·LX20000.815.295.5529.359520010.815.425.6730.731420020.825.765.9534.272020030.826.306.3833.814020040.816.736.7745.562120050.826.967.1149.485620060.837.127.3852.545620070.837.297.6255.549820080.847.347.7857.105220090.857.247.6055.024020100.867.587.9059.882020110.867.738.0562.226520120.867.698.1062.289020130.917.718.1062.451020140.877.78.1462.678020150.857.648.1362.113220160.977.558.0760.928520170.857.738.2063.386020180.847.868.3065.238020190.817.768.2864.25284.3模型構建參考楊全發(fā)（1999）、曹文斐（2010）、周婧婷（2019）等文獻，建立如下模型：(4.1)模型中LS為產業(yè)結構指標的對數(shù)，LM為進口額的對數(shù)，LX為出口額的對數(shù)，其中控制變量為Y、N，Y表示江蘇省人均地區(qū)生產總值（億元人民幣），N表示江蘇省年底總人口數(shù)（萬人）。4.4相關性分析在對變量取對數(shù)后，進行了以下的相關性分析，并計算其各自的相關關系，整合得出下表4.2。如圖可見，所有變量間的相關系數(shù)r的絕對值均大于0.5。表4.2相關性分析LSLXLMLX·LMLNNLNYLS10.61650.56840.60440.68160.6887LX0.616510.97280.99310.96930.9487LM0.56850.972810.99120.93370.9074LX·LM0.60450.99320.991310.96710.9456LNN0.68160.96940.93370.967110.9948LNY0.68870.94870.90720.94560.994814.5回歸分析回歸分析中具體包括如下步驟：步驟一：平穩(wěn)性檢驗。為檢驗是否有時間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)的現(xiàn)象，要先進行平穩(wěn)性檢驗。經檢驗變量的一階差分平穩(wěn)，具有經濟意義。步驟二：協(xié)整檢驗：在經過ADF單位根檢驗后確定變量為一階單整，通過設立模型，設LS為被解釋變量，其他變量為解釋變量，進行對含產業(yè)結構指標的方程進行OLS回歸分析，得到估計模型并生成該模型的殘差序列。再對該殘差進行ADF單位根檢驗，確定結果平穩(wěn)，說明原變量之間存在協(xié)整關系。步驟三：進行誤差修正模型和Granger因果關系檢驗。4.5.1平穩(wěn)性檢驗經過ADF平穩(wěn)性檢驗，結果如下表4.3?？梢娝x取的變量大部分并不平穩(wěn)，即存在單位根。因此，對各個變量進行一階差分，并再進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)在一階差分情況下，絕大部分變量均拒絕了“存在單位根”的原假設，只有控制變量LnY一階差分不平穩(wěn)，因此在后文分析中將其剔除，可以判斷其他幾個變量為一階單整。表4.3ADF平穩(wěn)性檢驗結果變量ADF統(tǒng)計值P值平穩(wěn)性LM-2.0412460.2683不平穩(wěn)LS0.9484560.9933不平穩(wěn)LX-3.6637120.0141平穩(wěn)LM·LX-2.3016060.1814不平穩(wěn)LnY-2.7665330.0818不平穩(wěn)LnN-1.9572460.3013不平穩(wěn)表4.4一階差分ADF平穩(wěn)性檢驗結果變量一階差分ADF統(tǒng)計值P值平穩(wěn)性LM-5.3674610.0005平穩(wěn)***LS-14.969940平穩(wěn)***LX-5.7231120.0003平穩(wěn)***LS·LX-3.8644950.0099平穩(wěn)***LnY-0.4074040.8859不平穩(wěn)LnN-2.7616160.0836平穩(wěn)*****表示在5%的顯著性水平上拒絕原假設，**表示在10%的顯著性水平上拒絕原假設。4.5.2協(xié)整檢驗為探究變量之間的比例關系是否長期穩(wěn)定，還需要進行協(xié)整檢驗，以發(fā)現(xiàn)它們之間的協(xié)整關系。本文采用Engle-Granger兩步檢驗法。第一步使用OLS檢驗，并計算出殘差。得出估計回歸模型：（4.2）（-1.8653）（1.0160）（0.9333）（-1.1341）（1.9417）變量系數(shù)標準誤差t檢驗值PLX0.11910.12760.93330.3665LM0.16630.16371.01600.3269LX_LM-0.02710.0239-1.13410.2758LNN3.27861.68851.94170.0726C-29.133415.6187-1.86530.0832R2=0.6470DW=2.244938再通過生成的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如下表：表4.3殘差單位根檢驗結果t檢驗值P值-3.0140090.05791%水平-4.0044255%水平-3.09889610%水平-2.690439可見在10%顯著性水平下，可以認為殘差序列為平穩(wěn)序列。因此說明原序列具有協(xié)整關系。4.5.3誤差修正模型和Granger因果檢驗采用原回歸的一階殘差序列作為誤差修正項，用ecm表示，則可得誤差修正模型如下所示：(4.3)R2=0.6929DW=2.3068變量系數(shù)標準誤差t檢驗值PDLX0.13920.04560.95640.0594DLM0.19950.13101.52320.0909DLX__LM-0.03280.2781-1.66010.0851C-0.00990.0145-0.67750.0121DLNN5.35320.37611.58560.0711DEMC0.49780.08286.01490.0001表4.4格蘭杰因果檢驗結果原假設F統(tǒng)計值P值LS不是LM的格蘭杰原因0.094920.9609LM不是LS的格蘭杰原因6.926990.0103LS不是LnN的格蘭杰原因0.233490.8708LnN不是LS的格蘭杰原因9.726910.0035LX不是LS的格蘭杰原因6.718240.0113LS不是LX的格蘭杰原因0.594440.6