地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期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谢杰张海森摘要：对出口商品结构与经济增长之间关系的研究，主要以线性关系假设为前提，这并不能刻画转型经济的非线性特征。本文应用可以捕捉经济变量状态转换特征的非线性平滑转换门限回归模型来研究我国以及浙江的出口商品结构变化对经济增长作用之门限效应。结果显示，浙江出口商品的结构性转换的时间早于全国，转换速度更快，转变质量也更高。这为我国未来继续优化出口商品结构提供了有价值的历史借鉴，对浙江海洋产业出口平台建设和浙商涉海投资亦有启示意义。关键词：出口产品结构；经济增长；平滑转换门限回归模型；结构模型；结构升级一、引言就对外贸易与经济增长的关系问题，国内外的实证分析多以线性模型为主。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）。其中，平滑转换门限回归模型（STR，SmoothThresh-oldRegression）有一套可操作的估计与假设检验程序，和可用于不同类型数据的非线性建模，具有丰富经济学涵义（彭方平，2007）。STR模型认为结构变化内生于经济系统中，它通过合理判断找出经济运行的分界点。此外，STR模型对转换速度做了拟合，克服了早期门限模型没有考虑到不同转换的快慢区别。Granger和Teräsvirta（1993）系统地构造了STR模型结构及其统计检验方法，并认为STR模型因强调状态的连续光滑转换，非常适合描述总体中各组成部分在不同时间有剧烈[基金项目]本文为浙江省哲学社会科学重点研究基地浙江工商大学浙商研究中心课题成果（11JDZS02Z）；亦受到教育部人文社科青年基金项目（10YJC790298），教育部人文社科基金项目（09YJ790180、09YJAGJW005），浙江省自然科学基金项目（LY12G03024、LY12G03013），教育部重点研究基地浙江工商大学现代商贸研究中心项目（11JDSM16YD、2011ZSDSM408），国家自科基金项目（71173037）等的资助。谢杰：浙江工商大学经济学院310018张海森：对外经济贸易大学国际经济研究院。-52-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸转换的情况。发展中经济体的嬗变过程往往是一个状态向另一个更高状态的跃升，伴随而之的是激动人心的增长。在什么临界区域发生跃升，这是经济学所要捕捉的，在此前提下，才可深入分析在临界区域及其相应时期丰富的社会经济背景和动因。我国改革开放后的转型经济特征，为应用非线性计量经济模型提供了现实土壤。伴随改革开放的不断深入，浙江逐渐成为外贸出口大省，其相关数据是一个研究出口结构与经济增长机制的良好样本。以浙江为主要对象，并结合全国数据进行对比分析，也有助于我们理解外贸结构的整体和区域状况。本研究通过建立STR模型来捕捉浙江以及全国的出口结构与经济增长非线性关系，将有助于捕捉改革开放后浙江乃至全国外贸结构理应具有的转型升级特征，为进一步优化我国对外贸易结构，提高经济增长质量，提供丰富的历史经验。二、STR的理论模型与检验方法理论模型所谓平滑，就是找到一个门限值，在这个点值的附近一定时期范围内，回归方程解释变量系数（即对被解释变量的作用大小）发生了从一个水平到另一个水平的逐步转变，表现在图像中就是平滑地过渡，可参见图1，2。本文采用Teräsvirta（1998，2004）的STR模型框架，对浙江乃至全国的出口商品结构对经济增长的平滑转换门限效应进行分析。STR理论模型结构如下。（1）其中：是因变量，为解释变量，，是自变量。，为（（m+1）×1）的向量，m=p+n，p是AR模型的滞后数，n是自变量的个数。为转移函数的调整速度，c为门限值（thresholdvalue），，是转换变量（transi-tionvariable）。STR模型中最常用的是容纳罗吉斯蒂克函数的LSTR，LSTR转换函数：（2）其中作为斜率，表示的是转移函数的调整速度。越大，表示经济体在收到冲击后的调整速度或者回复速度越快，抑或冲击时间相对较短。反之亦然。c为门限参数（thresholdvalue）向量，是转移变量（transitionvariable）。罗吉斯蒂克函数（logisticfunction）是值域介于0，1之间的连续单调递增函数。根据1个或2个的门限个数STR模型又分为LSTR1，LSTR2。-53-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期（1）LSTR1（3）图1LSTR1转换函数如图可以看到在LSTR1模型中，G值由0平滑过渡到1。这意味着回归参数向量由逐渐过渡到（+）。如果考虑取值：当时，，LSTR1模型就转变为线性模型：；当时，在处，瞬间由1转变为1/2。值大小可以大致表示在以上同一个图中，如虚线部分。如考虑与关系：当时，；当时，；当时，。LSTR1模型长于描述经济运行到某指标的一个确定点时，对应指标平滑的变动。（2）LSTR2（4）图2LSTR2转换函数-54-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸LSTR2类似于二次函数，是轴对称的。对称轴为。门限值和将函数分为三个区间（regime）。对取值的考虑类似于LSTR1模型。如考虑与，关系：当或时，门限变量落在外部区间，离门限值越远，则越接近1；当时，门限变量落在内部区间，越接近对称轴越趋近0。LSTR2模型长于描述经济运行到某指标的一个确定区域时，对应指标在此区域内表现出异于该区域外的取值特点，出了这个区域，经济运行回复变化前状态。当然这个变动也是平滑变动。模型的检验方法（1）线性检验（linearitytest）Luukkonen，Saikkonen，Teräsvirta（1988）建议，可针对LSTR1和LSTR2模型中在处做3阶泰勒展开（Taylorexpansion）得到辅助回归：（5）其中，为（m×1）向量，由解释变量构成。和是待估系数矩阵。是白噪声（whitenoise），是多项式近似的剩余项（remainder）。不论取何值，的一次方和三次方前系数必定均不为零；若在=0做2阶泰勒展开，不论，取何值，的平方项前系数必定不为零。那么就可以建立原假设：进行F检验。检验步骤为：①在原假设成立的情况下，计算回归的残差平方和；②在不存在原假设约束的情况下，计算回归的残差平方和；???-??????()???③F检验统计量为?=?????-??-?()??其中m为向量元素个数，T为样本容量；3m为受约束参数个数，T-4m-1为自由度。当F值超过F（3m，T-4m-1）的临界值之后，拒绝原假设；或当F检验的P值小于所要求的显著性水平时，说明前的系数是联合显著的，拒绝原假设。本文运用后者进行判断。反之，我们不拒绝原假设。如原假设被拒绝，则所掌握的样本适合于运用非线性模型来拟合。-55-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期（2）选择最适合的非线性模型选择适合的模型需要进行三步检验：??β=?Test1（6）?????β=?β=?Test2|（7）??????β=?β=β=?Test3|（8）?????分别对（6）、（7）、（8）式计算其F检验的P值：，，。为显著性水平，检验步骤如下：图3LSTR模型选择的检验步骤Granger&Teräsvirta（1993），Teräsvirta（1994）建议，按照上述顺序分别对（6），（7），（8）式计算其F检验的P值，选择三者之中P值最小者为最适的STR模-56-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸型。STR模型的参数值是通过非线性最优化估计确定的，寻找门限点将成为关键。γ需要寻找的是在各组参数代入之后所得到的残差平方和中的最小值所对应的c和γ的值。通过网格搜索，将转换变量的值c和转换速度的可能取值逐个代入运算，γ并记录下每次运算的模型的残差平方和，最后得到满足残差平方和最小的c和估计值。如是LSTR1模型，则只有门限值c；如是LSTR2模型，则c、c存在。112三、实证分析选取的全国数据是从1980-2008年，浙江省数据从1986-2008年（二者时期不一致的原因：浙江省1986年以前的出口数据中，初级产品，工业制成品比重统计无法找到）。利用定基价格指数将数据调整为1978年为基期的可比价格。以出口中工业制成品出口额在总出口额中的比重表示出口结构，GDP水平代表经济增长水平。将经价格处理的GDP的对数值lnGDP作被解释变量，经价格处理的出口总额c对数值lnXc作解释变量，而将出口总额中工业制成品的比重r作转换变量，但它并不进入式（1）的，是函数的一个参数。（9）其中：是虚拟变量，具体形式的选用将根据线性检验的结果进行判断。是线性部分，是非线性部分，是误差项。在此模型中没有设置被解释变量滞后项，所以p=0，故m=n，即m也是解释变量个数。将浙江省以及全国数据应用STR模型进行处理。结果见表1。表1浙江省对数STR模型线性检验结果转换变量****10由表1，发现F检验的P值都小于1%显著性水平，说明，，联合不显著为0，所以拒绝原假设，即应选用非线性模型。又Test1，Test2，Test3检验对应统计量F、F、F的P值中，F的P值最小，所以选择LSTR1模型。从而确定了2344γ的形式为。接下来确定和c的估计值。1表2浙江省对数STR模型网格搜索结果最小残差平方和γγ由表2，找到的最小残差平方和为，对应和c的估计值为和。这就是转换速度和门限值。22由表3，模型拟合很好，R和调整R都达到以上。线性部分系数显著，非线性部分系数显著性不很好。统计显著是计量经济学模型检验的一方面，还须观察-57-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期经济是否合理。表3浙江省对数STR模型参数估计结果变量估计值t统计量值P常数项线性部分（t）常数项非线性部分lnXc（t）拟合优度调整表4全国对数STR模型线性检验结果转换变量****10由表4，发现F检验的P值小于1%显著性水平，所以拒绝原假设，即应选用非线性模型。又Test1，Test2，Test3检验对应统计量F、F、F的P值中，F的P值最2342γ小，也选择LSTR1模型。从而确定了的形式为。接下来确定和c的估计值。1表5全国对数STR模型网格搜索结果最小残差平方和γγ由表5，找到的最小残差平方和为，对应和c的值为和。1表6全国对数STR模型参数估计结果变量估计值t统计量值P常数项线性部分（t）常数项非线性部分lnXc（t）拟合优度2调整由表6，模型总体拟合很好，R和调整的R都达到了以上。线性部分和非线性部分系数都显著。模型很好地刻画了全国相关经济变量的门限变化。将各估计值代入模型，得到拟合方程。浙江省：（10）其中：（11）-58-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸全国：（12）其中：（13）以下将转换函数G与转换变量r的关系和lnGDP与r的关系绘出，以直观描述。c图4浙江省对数STR模型中转换函数G与转换变量r图5浙江省对数STR模型中被解释变量lnGDPc与转换变量r从图4、图5可清楚看到，在r达到水平附近时，浙江省lnGDP变动开始c不同于之前的一段时期，这是门限存在的重要证据。图6全国对数STR模型中转换函数G与转换变量r从图6、图7可看到，在r达到水平附近时，全国lnGDP变动开始不同于c之前一段时期，这是门限存在的重要证据。-59-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期图7全国对数STR模型中被解释变量lnGDPc与转换变量r以上得到了浙江省和全国的关于出口总额中工业制成品所占比重变化带来的出口对经济发展的影响变化的平滑非线性估计。平滑由函数来体现。对于浙江省，找到的门限值为c==%，回到原数据，发现浙江1992年的比重最接1近，此时也是转换速度最快的时候。即当浙江省的出口贸易总额中，工业制成品的比重达到1992年水平附近时，浙江省的出口对该地区经济增长的作用出现了一个平滑的跃升。STR描述的是平滑的，逐步的变化，如图4，该模型中的转换区间为（，），回到数据中，发现该区间对应的时间段为（1990年，1997年）。同理，对于全国，门限值为c==%，全国1994年的比重最接近，此时转换1速度最快。如图6，转换区间为（，），对应的时间段为（1990年，2001γ年）。浙江的为大于全国的，所以浙江的转换速度明显快于全国，由图4、图6亦可见，全国的转换函数曲线明显比浙江平滑。从表3、表6可看到不论浙江还是全国，模型的线性部分（linearpart）拟合的都很好，截距项和斜率项在5%的显著性水平下都是显著的。浙江省的非线性部分（nonlinearpart）截距项和斜率项统计检验并不显著，但从图4、图5看却存在明显的门限效应，经济上是合理的。出现这个现象的原因是我们所选取的因变量lnG-DP是一个数值不断增大的指标，这样不利于对门限前后数据进行均值估计，于是c又设定了增长率STR模型。将经过价格处理的GDP的环比增长率dGDP作为被解释变量，经过价格处理的c出口总额环比增长率dX作为解释变量，仍将出口总额中工业制成品的比重r作为c转换变量，但它并不进入式（1）的，是函数的一个参数。（14）其中：将根据线性检验的结果来进行选择。通过计算机程序进行网格搜索可以是确定是线性的=0，还是LSTR1（一门限）或者LSTR2（二门限）。这样就使得被解释变量并不是一个不断增大的，而是上下波动的指标。将浙江省数据-60-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸表7浙江省增长率STR模型线性检验结果转换变量****10通过STR模型进行处理。由表7，发现F检验的P值小于1%显著性水平，所以拒绝原假设，即应选用非线性模型。又Test1，Test2，Test3检验对应的统计量F、F、F的P值中，F的P值2344最小，所以选择LSTR1模型。从而确定了的形式为。接下来确定γ和c的估计值。1表8浙江省增长率STR模型网格搜索结果最小残差平方和γγ由表8，找到的最小残差平方和为，对应和c的值为和。表9浙江省增长率STR模型参数估计结果变量估计值t统计量值P常数项线性部分dXc（t）常数项非线性部分dXc（t）拟合优度2调整由表9，模型总体拟合的较好，R和调整的R在左右。线性部分和非线性部分系数在10%的显著性水平下都是显著的。模型较好的刻画了浙江省相关经济变量的门限变化。表10全国增长率STR模型线性检验结果转换变量****10由表10，发现F检验的P值大于10%显著性水平，所以在全国增长率STR模型中不拒绝原假设，要选用线性模型。在此全国模型中加入经过价格处理的消费，资本形成总额的环比增长率建立线性回归模型，见式（18）。由于我们研究的目的是对非线性特征进行刻画，而且同类线性实证分析的文献已经很多，所以有关线性模型分析的内容因篇幅所限舍去。将各估计值代入模型，得到拟合方程。-61-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期浙江省：（16）其中：（17）全国：（18）以下将浙江省转换函数G与转换变量r的关系和dGDPc与r的关系绘出以进行观察。图8浙江省增长率STR模型中转换函数G与转换变量r图9浙江省增长率STR模型中被解释变量dGDPc与转换变量r从图8、图9可看到，在r达到附近时，浙江省dGDPc变动开始不同于之前的一段时期，这是门限存在的重要证据。对于浙江省，找到的门限值为==%，回到数据中，发现该时点在1990年附近，即当浙江省的出口贸易总额中，工业制成品比重达到1990年时点附近时，浙江省的出口对该地区经济增长的影响开始有变大的趋势，转换速度=，是比较快的。由图9，因转换速度快，曲线比较陡，该模型中的区间是（，），回到数据中，发现该区间-62-
《国际贸易问题》2012年第9期地方经贸对应的时间段为（1989年，1992年）。如果我们分别取r=和r=，投入式（10）-（13）计算，浙江GDP对出口的弹性值从上升到，全国GDP对出口的弹性值却从下降到。浙江的增长率模型中，其GDP增长率相对出口增长的边际值也具有在门限值附近上升的趋势，即分别取r=和r=，投入式（16）-（17）计算，浙江出口增长对GDP增长的边际贡献从上升到。四、总结与进一步研究展望对于浙江省，出口结构对经济增长的作用从1989年开始发生变化，影响逐渐增大，到了1990年至1992年的90年代初，作用的转变速度达到最大值，作用的变化收尾于1997年。对于全国，出口结构变化从1990年左右开始影响经济增长，在1994年时达到顶峰，变化收尾于2001年。对数STR模型检测的看，在出口结构变化引起出口对经济增长影响大小变化的最快时点，浙江省高于全国，早于全国。通过比对模型中浙江省与全国的门限点，发现当取最大值是，浙江是在1992年，而全国在1994年，数值相比浙江省较大。对数STR模型和增长率STR模型都证实浙江的转换速度明显快于全国。根据对数平滑转换模型，在门限两端，浙江省GDP对出口的弹性值出现了增大的趋势，而全国GDP对出口的弹性值，却在门限两端出现了减小趋势。根据增长率平滑转换模型，在门限两端，浙江省出口增长率在GDP增长率中的贡献从负的转变为正的贡献率。这既体现了地区差异，又说明浙江的出口结构转变质量高于全国，也很好的描述了浙江省对外贸易蓬勃发展以及浙江省对外贸易从全国落后水平发展到全国领先的进程。就转换变量出口总额中工业制成品的比重而言，对数模型浙江的平滑转换区间是75%-85%，全国的是75%-90%。起点比重几乎相同，而收尾比重浙江的小于全国。增长率模型只有浙江的平滑门限转换区间67%-80%。所以浙江不但出口结构高级化的时间比全国略早，完成转换的时间相对短，而且并不需要达到全国近90%的比重才完成这一升级，相对质量更好些。略早于全国说明浙江的发展既离不开全国改革开放的大背景，又具有先行一步的思想解放意识。我们知道，改革开放浪潮首先带来的是东部沿海省市的对外贸易和经济发展，而后经过由东向西的溢出和传递，带动了我国中西部省市的后续发展。我国处在一个经济结构不断转型升级的历史时期，如今我国又到了从制造业大国向创新型国家转型升级的转折处。随着海洋经济发展等所引领的浙江新一轮产业转型和贸易平台升级，浙江的出口商品结构将可能出现新的嬗变。简单的线性模型可能无法合理描述这些经济转型的过程特征。未来的发展阶段是非线性模型，诸如STR大显身手的时期。目前，浙江乃至全国，工业制成品附加值偏低等结构不合理现象多有存在，如何制定结构升级策略以对此现状进行改变等等，这些课题都期待继续深入研究。-63-
地方经贸《国际贸易问题》2012年第9期[参考文献]吴宏，（2008）“浙江对外贸易的结构特征与出口竞争力研究，”《现代商贸工业》第2期。马章良、顾国达，（2011）“我国对外贸易与产业结构关系的实证研究，”《国际商务——对外经济贸易大学学报》第6期。彭方平，（2007）“STR模型及我国货币政策传导非线性研究（博士学位论文），”华中科技大学。杨丽华，（2011）“外贸商品结构合理性评价指标的构建入实证研究，”《国际贸易问题报》第8期。䝲慮来??䌮??䨮?慮??敲ä獶楲瑡??⸬（ㄹ㤳）“????????????????????????????????????????”佸景牤?佸景牤啮楶敲獩瑹偲敳献䱵畫歯湥測刮???卡楫歯湥測慮??敲ä獶楲瑡??⸬（ㄹ㠸）“?敳瑩湧䱩湥慲楴?䅧慩湳?卭潯瑨?牡湳楴楯?䅵瑯牥杲敳獩癥浯摥汳?”??????????㜵?㐹??㐹???敲ä獶楲瑡??⸬（ㄹ㤴）“印散楦楣慴?潮?䕳瑩浡瑩潮?慮?䕶慬畡瑩潮潦卭潯瑨?牡湳楴楯?䅵瑯牥杲敳獩癥䵯摥汳?”??????????????????????????????????????????㠹?㈰??㈱???敲ä獶楲瑡??⸬（ㄹ㤸）“䵯摥汩湧䕣潮潭楣剥污瑩潮獨楰?睩瑨卭潯瑨?牡湳楴楯?剥杲敳獩潮猬”楮䄮啬污?慮?䐮䝩汥?（敤?）?????????????????????????????????????䑥歫敲乥??潲欬㈲??㈴???敲ä獶楲瑡??⸬（㈰〴）“???????????????????????????????????”楮䠮?ü瑫数潨?慮?䴮䭲ä瑺楧（敤?）?䅰灬楥??業?卥物敳䕣潮潭整物?猬䍡浢物摧?啮楶敲獩瑹偲敳猬䍡浢物摧攮（责任编辑蒋荣兵）TheThresholdEffectsofExportCommodities’StructuralChangeonEconomicGrowth:AComparativeStudybetweenZhejiangProvinceandtheWholeCountry塉?䩩?婈䅎?䡡椭獥?Abstract?周?牥獥慲捨潮瑨?牥污瑩潮獨楰扥瑷敥?瑨?獴牵捴畲?潦數灯牴?捯浭潤楴楥慮?散潮潭楣杲潷瑨浡楮汹瑯潫瑨?汩湥慲獵灰潳楴楯?慳瑨?灲敭?楳敳?睨楣?捯畬?湯?摥灩捴瑨?湯渭汩湥慲灲潰敲瑩敳潦瑲慮獩瑩潮慬散潮潭???湯渭汩湥慲卭潯瑨周牥獨潬?剥杲敳獩潮浯摥?桡?扥敮慰灬楥?瑯獴畤?瑨?瑨牥獨潬?晥捴?敦潦數灯牴?捯浭潤楴楥’獴牵捴畲慬捨慮来潮散潮潭楣杲潷瑨楮䍨楮?慮?瑨慴楮婨敪楡湧灲潶楮捥?睨楣?捯畬?摥獣物扥瑨?牥杩浥瑲慮獩?瑩潮捨慲慣瑥?潦散潮潭?癡物慢汥?周?瑩浥潦數灯牴?捯浭潤楴楥獴牵捴畲慬瑲慮獩瑩潮楮婨敪楡湧灲潶楮捥楳敡牬楥?瑨慮瑨慴楮瑨?睨潬?捯畮瑲??婨敪楡湧灲潶楮捥桡?晡獴敲獰敥?潦瑲慮獩瑩潮慮?桩杨敲煵慬楴?潦瑲慮獩瑩潮?周敳?灲??癩摥癡汵慢汥桩獴潲楣慬牥晥牥湣敳景?潰瑩浩穩湧瑨?獴牵捴畲?潦數灯牴杯潤?楮瑨?晵瑵牥?慮?晥?潦敮汩杨瑥湭?湴景?瑨?捯湳瑲畣瑩潮潦數灯牴灬慴景牭景?婨敪楡湧❳浡物湥楮摵獴物敳慮?浡物湥散潮潭?楮癥獴浥湴潦婨敪楡湧浥??捨慮瑳?Keywords?周?獴牵捴畲?潦數灯牴猻捯浭潤楴楥䕣潮潭楣杲潷瑨?卭潯瑨周牥獨潬?剥杲敳獩潮浯摥?-64-
