陜西省進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)作用的實(shí)證分析案例概述1.1實(shí)證數(shù)據(jù)選取和模型建立1.1.1數(shù)據(jù)選取及來源本文選取2000~2019年陜西省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重和進(jìn)出口總額的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究對(duì)外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)占比的變動(dòng)關(guān)系，從實(shí)證角度分析陜西省對(duì)外貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用，具體數(shù)據(jù)如下表所示：陜西省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（單位：億元）表5陜西省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（單位：億元）年份第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值地區(qū)生產(chǎn)總值2000258.22782.58763.201801.002001263.63878.82868.172010.622002282.211007.56963.622253.392003302.661221.171063.892587.722004356.711506.051278.803141.562005418.601807.761590.793817.152006466.212271.021858.414595.642007560.682865.892255.215681.782008717.483666.092791.217177.782009751.574017.463228.807997.832010946.745071.493826.969845.1920111187.396481.324503.3512175.0620121311.847612.265215.3114142.4120131463.498417.956023.9115905.3520141566.859045.036790.6217402.5020151599.748661.607631.4617898.8020161696.108906.518443.1419045.7520171741.0710111.069618.3221473.4520181830.1911215.2710896.4223941.8820191990.9311980.7511821.4925793.17數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》表6陜西省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（單位：%）年份第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重200011.3143.3842.31200113.1143.7143.18200212.5241.7142.76200311.747.1941.11200411.3547.9440.71200510.9747.3641.67200610.1449.4240.4420079.8750.4439.6920081051.0838.9320099.450.2340.3720109.6251.5138.8720119.7553.2636.9920129.353.8336.8820139.252.9337.872014951.9839.0220158.9448.4142.6520168.9146.7641.3320178.1147.141.7920187.6446.8445.5120197.7246.4545.83數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》表7陜西省海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易額（單位：億美元）年份進(jìn)出口額出口額進(jìn)口額200021.4013.108.30200120.6411.109.54200222.2513.778.48200327.8417.3510.48200436.4223.9712.46200545.7730.7615.01200653.6036.3017.31200768.8846.7222.16200883.2953.8129.48200981.0539.8841.172010120.8362.0858.752011146.2370.1176.132012147.9986.5261.472013201.29102.2699.032014258.66131.66127.002015291.68141.35150.332016301.15160.84143.322017418.55255.43163.122018540.62319.86220.772019541.04288.31252.73 數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》表8人民幣兌美元中間價(jià)（100美元=x人民幣）2000827.842010662.272001827.72011633.592002827.720126302003827.72013613.762004827.682014611.282005819.172015622.842006797.182016661.232007760.42017659.422008691.512018628.672009682.782019698.2表9經(jīng)匯率調(diào)整后陜西省海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易額（單位：億元）年份進(jìn)出口額出口額進(jìn)口額2000177.17108.4568.722001170.8791.9178.962002181.18113.9970.192003230.41143.6286.782004301.47198.36103.112005371.92251.96122.962006427.31289.34137.962007523.77355.29168.472008578.43373.69201.742009573.90272.30301.602010800.21411.12389.092011926.53441.20482.332012932.31545.06387.2520131235.43627.64607.7920141588.91808.75780.1520151816.69880.39936.3020162020.271068.32951.9620172760.031681.371075.6520183398.732010.831387.9020193777.532012.971761.56數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》1.1.2實(shí)證模型由于上文的陜西省進(jìn)出口貿(mào)易占比數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以本文選用向量自回歸模型來建立實(shí)證模型，即用VAR模型來檢測(cè)進(jìn)口總額，出口總額與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重各個(gè)變量之間的關(guān)系。首先要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)這三組變量，進(jìn)而判斷陜西省的進(jìn)出口貿(mào)易量與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重是不是有長期穩(wěn)定的關(guān)系。選取2000-2019年陜西省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重Yi（i=1、2、3）、出口總額（X）以及進(jìn)口總額（M）這幾項(xiàng)數(shù)據(jù)，對(duì)其相關(guān)性進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。相關(guān)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，消除時(shí)間序列的異方差性，依次取對(duì)數(shù)LnYi、LnX、LnM，建立回歸模型：LnYi=C0+C1LnX+C2LnM注：LnYi（i=1、2、3）：第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的對(duì)數(shù)值；LnX：出口總額的對(duì)數(shù)值；LnM：進(jìn)口總額的對(duì)數(shù)值1.2進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)陜西第一產(chǎn)業(yè)占比影響的實(shí)證檢驗(yàn)（一）單位根檢驗(yàn)為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先要保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)三組變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：表10-1單位根檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLNY10.00030.00560.0001LNX0.08370.00880.0001LNM0.10240.02780.0000數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果基于以上計(jì)算結(jié)果可以得到，在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分的情況下LNY1、LNX、LNM的P值均小于0.05，及在一階差分的情況下不存在單位根，該序列為平穩(wěn)序列。（2）協(xié)整檢驗(yàn)為了防止偽回歸，我們將對(duì)該方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下所示：表10-2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLNX對(duì)LNY10.00030.00020.0000LNM對(duì)LNY10.00400.00060.0000數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果根據(jù)以上計(jì)算結(jié)果，我們得到了在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行0階差分后，所有的P值均小于0.05，說明了其殘差值通過了單位根檢驗(yàn)，該方程不存在偽回歸現(xiàn)象。（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)最后我們通過格蘭杰因果檢驗(yàn)用以確定LNY1與LNX，LNM之間存在的關(guān)系，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下所示：表10-3格蘭杰因果分析結(jié)果FPLNX不是LNY1的格蘭杰原因5.439070.0192LNM不是LNY1的格蘭杰原因1.682150.2240數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果在2%的置信區(qū)間下，LNX是LNY1的格蘭杰原因在22%的置信區(qū)間下，LNM是LNY1的格蘭杰原因這表明變量X，M對(duì)Y1存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，得到方程如下：LNY1=3.302-0.145LNX-0.027LNM(38.86)（3.012）（0.536）F=91.43R2=90.77即出口每增加一個(gè)單位，第一產(chǎn)業(yè)占比減少0.145個(gè)百分點(diǎn)；進(jìn)口每增加一個(gè)單位，第一產(chǎn)業(yè)占比減少0.023個(gè)百分點(diǎn)。1.3進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)陜西第二產(chǎn)業(yè)占比影響的實(shí)證檢驗(yàn)（一）單位根檢驗(yàn)為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先要保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)三組變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：表11-1單位根檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLNY20.22410.01400.0001LNX0.31830.00650.0217LNM0.10240.02780.0000數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果基于以上計(jì)算結(jié)果可以得到，在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分的情況下LNY2、LNX、LNM的P值均小于0.05，及在一階差分的情況下不存在單位根，該序列為平穩(wěn)序列。（2）協(xié)整檢驗(yàn)為了防止偽回歸，我們將對(duì)該方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下所示：表11-2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLNX對(duì)LNY20.07440.01800.0001LNM對(duì)LNY20.07060.01280.0001數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果根據(jù)以上計(jì)算結(jié)果，我們得到了在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行0階差分后，所有的P值均小于0.05，說明了其殘差值通過了單位根檢驗(yàn)，該方程不存在偽回歸現(xiàn)象。（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)最后我們通過格蘭杰因果檢驗(yàn)用以確定LNY2與LNX，LNM之間存在的關(guān)系，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下所示：表11-3格蘭杰因果分析結(jié)果FPLNX不是LNY2的格蘭杰原因1.263590.0555LNM不是LNY2的格蘭杰原因1.423430.0516數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果在6%的置信區(qū)間下，LNX是LNY2的格蘭杰原因在5%的置信區(qū)間下，LNM是LNY2的格蘭杰原因這表明變量X，M對(duì)Y2存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，得到方程如下：LNY2=3.798-0.022LNX+0.038LNM(35.94)（0.369）（0.729）F=1.12R2=0.012即出口每增加一個(gè)單位，第二產(chǎn)業(yè)占比減少0.022個(gè)百分點(diǎn)；進(jìn)口每增加一個(gè)單位，第二產(chǎn)業(yè)占比增加0.038個(gè)百分點(diǎn)1.3進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)陜西第三產(chǎn)業(yè)占比影響的實(shí)證檢驗(yàn)（一）單位根檢驗(yàn)為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先要保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)三組變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：表12-1單位根檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLny30.52920.00830.0001lnx0.31830.00650.0217lnm0.10240.02780.0014數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果基于以上計(jì)算結(jié)果可以得到，在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分的情況下LNY3、LNX、LNM的P值均小于0.05，及在一階差分的情況下不存在單位根，該序列為平穩(wěn)序列。（2）協(xié)整檢驗(yàn)為了防止偽回歸，我們將對(duì)該方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下所示：表12-2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Level1st-diference2st-diferenceLNX對(duì)LNY30.06130.00510.0000LNM對(duì)LNY30.07020.00820.0001數(shù)據(jù)來源：作者統(tǒng)計(jì)整理、Eviews處理結(jié)果根據(jù)以上計(jì)算結(jié)果，我們得到了在對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行0階差分后，所有的P值均小于0.05，說明了其殘差值通過了單位根檢驗(yàn)，該方程不存在偽回歸現(xiàn)象。（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)最后我們通過格蘭杰因果檢驗(yàn)用以確定LNY2與LNX，LNM之間存在的關(guān)系，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下所示：表12-3格蘭杰因果分析結(jié)