□余 敏

基于引力模型對我國出口貿(mào)易①規(guī)模影響因素的實證分析

□余 敏

自1995年以來我國出口貿(mào)易規(guī)模迅速擴(kuò)張，目前排名世界第一。但是近年來國際金融危機(jī)導(dǎo)致世界經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)疲軟，我國的經(jīng)濟(jì)進(jìn)入改革轉(zhuǎn)型階段，人民幣匯率波動等因素都對我國出口貿(mào)易口造成了一定的影響，我國出口貿(mào)易速度放緩，波動加劇。本文基于引力模型實證這些因素的影響程度，為我國出口貿(mào)易發(fā)展提供實證依據(jù)。

引力模型;貨物貿(mào)易出口;實證分析

自改革開放以來，出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)政策帶動我國出口貿(mào)易的迅速擴(kuò)張。出口貿(mào)易總額自1995年1487.8億美元，排名世界11位上升到2012年的20487.1億美元，排名世界第1位，年均增長率17.81%。但近年來蔓延全球的金融危機(jī)帶來的世界市場的疲軟、我國對外貿(mào)易摩擦不斷加劇，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入轉(zhuǎn)型改革的關(guān)鍵階段、人民幣匯率升值等等這些因素都對我國的出口貿(mào)易產(chǎn)生了巨大的影響，使得我國的出口貿(mào)易額一度波動劇烈。

一、我國出口貿(mào)易現(xiàn)狀與各種因素的關(guān)系概述

自1995年起，我國經(jīng)濟(jì)總體以年10%左右速度穩(wěn)步增長，2012年我國經(jīng)濟(jì)總量(GDP)為83550億美元，列居世界第2位，出口貿(mào)易總額節(jié)節(jié)攀升，良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境吸引了大量的FDI流入我國，外商直接投資企業(yè)②成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。

(一)我國出口貿(mào)易與我國實際利用FDI的關(guān)系

1995年以來，我國通過立法以及后續(xù)的一系列措施積極引進(jìn)外資尤其是外商直接投資(FDI)，例如低價供地，減免稅收、調(diào)整匯率政策以及便利的出口政策等吸引FDI來解決國內(nèi)建設(shè)資金不足的問題。加入WTO后，我國又進(jìn)一步放寬外資在華投資的持股比例、技術(shù)控制以及涉及的領(lǐng)域，外商在華投資掀起了新的高潮。2002年，實際利用的FDI達(dá)到527億美元，次躍居全球第一，2012年，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展放緩，國內(nèi)的外資陸續(xù)有撤出大陸的跡象，實際使用外資1117.2億美元，同比下降3.7%。

1.外商直接投資企業(yè)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值創(chuàng)造能力強(qiáng)。外商投資企業(yè)自進(jìn)入中國以來帶來了大量資本、先進(jìn)技術(shù)、國外訂單，提高了我國工業(yè)產(chǎn)能，帶動了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)改造提升。就我國工業(yè)而言，工業(yè)制成品一直是我國出口的主要商品，2012年工業(yè)制成品出口占總出口的95.1%。而外商直接投資企業(yè)創(chuàng)造的工業(yè)產(chǎn)值占我國工業(yè)總產(chǎn)值的比重由1995年的11.67%提高到2011年的25.87%,；吸收的就業(yè)人數(shù)的比重由1995年的0.75%提高到2012年的2.89%，外商直接投資企業(yè)以2%左右的就業(yè)人數(shù)創(chuàng)造了我國大約1/4的工業(yè)總產(chǎn)值(見表1)。

表1 外商直接投資企業(yè)對中國經(jīng)濟(jì)和對外貿(mào)易貢獻(xiàn)細(xì)分表

數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒(1997-2013年)，2013統(tǒng)計年鑒未給出工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)。

2.外商直接投資企業(yè)的存在與我國對外貿(mào)易息息相關(guān)。外商直接投資企業(yè)的進(jìn)出口總額一直占據(jù)著中國對外貨物貿(mào)易的半壁江山，其出口占我國總出口的比例從1995年的31.35%提高到2012年的49.91%，其進(jìn)口的比例波動幅度較小，一直在50%左右徘徊(見表1)。但是2012年，外商投資企進(jìn)出口幅度都略有減少。外商直接投資企業(yè)已經(jīng)成為我國進(jìn)出口貿(mào)易的主力軍，直接推動了我國進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)張，努力提高國內(nèi)民族工業(yè)的進(jìn)出口能力也是我們必須解決的問題。

3.我國實際利用FDI與我國出口貿(mào)易總額的規(guī)模均一直處于波動增長狀態(tài)。見下圖1，我國的經(jīng)濟(jì)總量年增長率一直處于一個比較平穩(wěn)的狀態(tài)，以年增長10%左右的速度發(fā)展；我國的出口貿(mào)易年增長速度只有在2001至2008年處于一個高速增長時期，其余時期波動較大；實際利用FDI年增長率波動幅度則更為明顯，但自2008年起與我國出口總額年增長率表現(xiàn)出一致的發(fā)展趨勢。

圖1 我國進(jìn)出口總額與實際利用FDI總額的年增長率圖

(二)我國出口貿(mào)易與我國匯率變動的關(guān)系

一國的匯率變動是衡量本國兌換他國貨幣的價格變動，間接體現(xiàn)了兩國商品價格變化，商品價格的差異必然會帶來對外貿(mào)易規(guī)模的變化。自1995年起我國人民幣名義匯率一直處于波動狀態(tài)，人民兌對美元一直在單邊升值。2005年我國實現(xiàn)了人民幣有管理的浮動匯率的改革，人民幣兌美元突破8的大關(guān)，此后加快了對美元升值的步伐。1995年兌美元匯率由8.3507提升到2012年的6.3125。今后人民幣的價值更多的由市場來反應(yīng)，這種改革對我國對外貿(mào)易的影響也成為了國內(nèi)外學(xué)者研究的一個熱點。目前實證研究結(jié)果主要是三種觀點：一種是魏巍賢(1997)認(rèn)為我國出口的增長主要依賴人民幣的有效貶值；一種是Chou(2000)認(rèn)為人民幣匯率波動對我國出口存在顯著的長期的負(fù)面影響。第三種Cerra和Saxena(2002)認(rèn)為人民幣匯率變化對我國出口貿(mào)易沒有顯著的關(guān)系。

(三)我國出口貿(mào)易與其他影響因素的關(guān)系

我國出口貿(mào)易是以國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為基礎(chǔ)，必然受到國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展波動的影響。也受到世界大經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，1998年的亞洲金融危機(jī)、2008年的全球危機(jī)對我國出口帶來了一定的負(fù)面影響(見圖1)。我國貨物出口的主要國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會對我國貨物出口產(chǎn)生一定的影響，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必然帶來人民收入水平的增加，從而能消費(fèi)更多的貨物。此外還有越來越多的國際貿(mào)易摩擦以及我國關(guān)稅水平降低等等都會對我國的出口貿(mào)易產(chǎn)生一定的影響。

二、我國貨物出口貿(mào)易模型的建立

(一)理論綜述

引力模型起源牛頓的重力法則，Tinbergen (1962)和Poyhonen(1963)是最早在國際貿(mào)易研究中使用該模型來量化測算國際貿(mào)易流量，當(dāng)時的引力模型主要論證兩國貿(mào)易的出口量取決于兩國的GDP、和兩國的地理距離。近幾十年來引力模型通過經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的反復(fù)論證和完善已成為國際貿(mào)易實證研究的流行工具，引力模型也增加了其他的變量如人口(Linnemann,1996)、人均收入(Leamer,1974)、匯率(Bergstand,1985)、虛擬變量如貨幣聯(lián)盟關(guān)系(Rose, Andrew·k ,2000)等。就我國出口貿(mào)易的影響因素主要進(jìn)行的都是的實證分析，K.H.Zhang(2000)根據(jù)我國24個省市12個年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立回歸模型發(fā)現(xiàn)FDI對我國出口有直接的促進(jìn)作用，馬曉明、劉明興(2001)認(rèn)為我國出口受到出口價格補(bǔ)貼、出口財政補(bǔ)貼和政府對外貿(mào)微觀機(jī)制改革的影響。江小涓(2002)通過企業(yè)層面分析得出外商投資企業(yè)對擴(kuò)大我國出口規(guī)模和提升我國出口商品結(jié)構(gòu)做出了突出的貢獻(xiàn)。李曉峰(2009)研究出我國的國際貿(mào)易波動主要影響因素是外國供給沖擊、需求沖擊、貿(mào)易競爭力、體制與政策因素和世界經(jīng)濟(jì)周期。

(二)模型的建立和變量的選擇

本文考慮到中國流入的外商直接投資的特點以及出口貿(mào)易的特點選取了1995至2012年對中國直接投資最多的15個國家和地區(qū)(排除自由港)，這些國家和地區(qū)③自1995年占中國實際利用FDI總額的80%左右(2012年為84%)，同時中國自1995年起有60%以上的貨物出口到了這些國家和地區(qū)(2012年占63.6%)具有一定的代表性。具體模型如下：

假設(shè)1：混合回歸模型，即所有的參數(shù)包括截距在不同的模型樣本的橫截面和時間序列上都是相同。LnEXit=α0+α1LnGDPit+α2LnGDPjt+α3LnRit+α4LnFDIit+α5LnDISt+Uit

假設(shè)2：固定效應(yīng)模型，參數(shù)中除了截距以外在不同的模型樣本的橫截面和時間序列上都是相同。LnEXit=α0+α1LnGDPit+α2LnGDPjt+α3LnRit+α4LnFDIit+α5LnDISt+Uit

(1)進(jìn)行F檢驗，得出混合回歸模型的殘差為123.3719，個體固定效應(yīng)模型的殘差為50.4853,經(jīng)過計算得出 F值為93.2865④，相對應(yīng)的概率P值為0.0000所以推翻原假設(shè)，本文的模型采用固定效應(yīng)回歸模型。

(2)進(jìn)行Hausman檢驗,得出檢驗值為7.1556，相對應(yīng)的概率P值為0.1279,拒絕隨機(jī)模型，所以本文的模型為固定效應(yīng)模型。

其中：EXit表示我國t時期貨物貿(mào)易的出口額，α0表示的是方程的截距；α1-α5為給變量的系數(shù)；uit表示是方程的殘差項；GDPit和GDPjt表示t時期我國和投資國的國內(nèi)生產(chǎn)總值。各國或地區(qū)的GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)(http://data.worldbank.org/country); Rit表示人民幣對美元的匯率為中間價數(shù)據(jù)來自2013統(tǒng)計年鑒(http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2013/indexch.htm)；FDIit表示投資國t時期投入我國直接投資額，數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/)；DISt表示兩國的地理距離，數(shù)據(jù)來自http://www.indo.com/distance/index.html。

1.單位根檢驗。

為了確?；貧w的有效性，避免偽回歸的出現(xiàn)，本文利用EVIEWS6.0工具對變量采用ADF位根檢驗，對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

表2 單位根檢驗表

注：△2表示二階差分算子，距離變量為固定值不需要做單位根檢驗。

從表2的結(jié)果可知，五個變量都是不平穩(wěn)的，但是都存在二階單整，因此可以進(jìn)一步協(xié)整檢查。

2.協(xié)整檢驗

本文變量的時間系列是非平穩(wěn)的，進(jìn)行差分后變平穩(wěn)，協(xié)整就是對非平穩(wěn)時間序列之間穩(wěn)定性的度量。進(jìn)行協(xié)整檢驗的方法非常的多。本文采用EG兩步法(Engle-Granger))進(jìn)行檢驗。

第一步，先利用EVIEWS6.0工具進(jìn)行最小二乘法回歸，結(jié)果如下：

LnEXit=0.0000LnGDPit+0.2538LnGDPjt-1.471LnRit+0.7214LnFDIit+0.138LnDISit

T(8.4476)(8.5598)(-3.5516)(15.7779)(2.6688)

P (0.0000)(0.0000)(0.0005)(0.0000)(0.0000)

第二步，對剛才的回歸的殘差進(jìn)行白噪音檢驗，判斷殘差是否存在自相關(guān)。結(jié)果為檢驗T值-5.0274，相對應(yīng)的P值為0.0024，說明第一步的回歸是協(xié)整回歸。

(三)模型回歸分析

1.模型回歸總體來說是非常成功的。模型總體的調(diào)整擬合優(yōu)度達(dá)到85%以上，所有的變量都通過了T值和F值檢驗，說明因變量對自變量的作用是顯著的。

2.所有變量中，人民幣匯率的變動對我國出口的影響最大，外匯每提高1%能減少我國出口1.47%；自2005年以來，我國人民幣實現(xiàn)了有管理的浮動匯率，對美元一直處于單邊升值的狀態(tài)，我國的出口貿(mào)易增速則開始下降(見圖1)。人民幣的市場化是我國外貿(mào)接軌國際的必然趨勢，正確的認(rèn)識人民幣市場化與出口貨物價格關(guān)系是我國外貿(mào)企業(yè)必須面對的問題。

3.我國實際利用FDI對我國出口的拉動作用在模型中是最大的，我國吸收的FDI每上升1%，拉動我國出口增加0.72%，而且投資國GDP的增長又進(jìn)一步促進(jìn)了我國出口，每上升1%可以帶動我國出口上升0.25%。投資國的地理距離在本模型中并沒有阻礙我國貨物對投資國的出口，相反每上升1%還促進(jìn)了國貨物貿(mào)易對這些國家出口的0.13%，地理距離的遙遠(yuǎn)增加了貨物貿(mào)易的運(yùn)輸成本，反而促進(jìn)了外商直接到我國的投資，通過對FDI的利用促進(jìn)了我國貨物貿(mào)易的出口。積極引用外資，消化吸收外資，注意與投資國的經(jīng)貿(mào)關(guān)系是影響我國出口貿(mào)易的關(guān)鍵因素。

4.本模型中我國GDP的增長對我國出口貿(mào)易的作用非常的小，幾乎可以忽略，每上升1%拉動出口0.000000003%。我國外貿(mào)對我國GDP增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)是有目共睹，但是我國GDP對外貿(mào)的推動作用并不明顯，這也是由于我國GDP增長的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于質(zhì)量，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整轉(zhuǎn)型成為了我國經(jīng)濟(jì)改革的關(guān)鍵。

三、對策和建議

2013年我國的出口貿(mào)易走過了艱難的一年，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢錯綜復(fù)雜，政府為了進(jìn)一步促進(jìn)出口貿(mào)易的穩(wěn)步增長，出臺了一系列促進(jìn)進(jìn)出口、穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)的政策措施，外貿(mào)企業(yè)在內(nèi)憂外患中不斷求生存發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模取得新高，首次突破4萬億美元的大關(guān)，首居全球第一，其中出口總額約為2.2萬億美元，增長7.9%。⑤在巨大的規(guī)模數(shù)據(jù)面前，我們依舊要看到影響我國對外貿(mào)易的因素有很多，走一條平穩(wěn)發(fā)展的道路、減少不良波動的損害才是我國出口貿(mào)易的發(fā)展方向。

(一)堅持引進(jìn)外商直接投資的政策不動搖，引導(dǎo)外商直接投資的方向

從本文的分析和論證中我們可以得出結(jié)論，從表面數(shù)據(jù)看，F(xiàn)DI在我國就有明顯的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，帶動了我國工業(yè)發(fā)展，推動我國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模增長。從模型看，外商到我國的投資會通過多方面促進(jìn)我國出口貿(mào)易的增長，地理距離都不會成為兩國經(jīng)貿(mào)合作的障礙。吸收利用資本的同時也吸收了一定的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，解決了大量的就業(yè)，帶動了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。FDI對我國外貿(mào)具有顯著的積極影響。但是從我國出口貿(mào)易面對的現(xiàn)實問題來看，我國引資的模式和方向有待改善。

1995年以來我國對待FDI的政策一直是優(yōu)惠、寬松、擴(kuò)大、吸引政策，但是隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對待FDI開始進(jìn)入有序的引導(dǎo)階段。2007年我國先后通過《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》、《中華人民共和國勞動法》以及《外商產(chǎn)業(yè)投資目錄》，這些法律和政策的改革也標(biāo)志著我國對待FDI管理開始進(jìn)入一個理性引進(jìn)的階段。不能盲目擴(kuò)大引資而應(yīng)正確利用外資，減少國內(nèi)重復(fù)產(chǎn)業(yè)的引資投產(chǎn)，對待簡單加工，消耗資源的項目應(yīng)該減少，對待能提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高城市建設(shè)，加強(qiáng)產(chǎn)品的整體競爭力的項目有所傾向，不能過度的依賴某類或者某個外商投資企業(yè)，減少經(jīng)濟(jì)風(fēng)險。

(二)積極開拓新市場、擴(kuò)大出口市場，降低出口市場集中度，減少貿(mào)易風(fēng)險

2009年，蔓延全球的金融危機(jī)首先在美國爆發(fā)，迅速波及中國，出口貿(mào)易規(guī)模大量減少。這也是由于歐美市場依然是我國出口的最大市場。1995年以來，我國的出口貿(mào)易規(guī)模迅速膨脹但市場依然集中在美歐和以日本、香港、東盟為代表的亞洲市場。經(jīng)過這次危機(jī)，政府和外貿(mào)企業(yè)都認(rèn)識到過度的集中只會帶來高風(fēng)險，我們應(yīng)該在努力深度拓展美、日、歐等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)市場的基礎(chǔ)上積極開放周邊國家市場如東盟市場，大力開拓非洲、拉美、東歐和獨(dú)聯(lián)體等重點市場和有發(fā)展?jié)摿Φ氖袌觥?/p>

2005年人民幣改革以來，人民幣匯率波動頻繁，人民幣兌美元升值的同時，兌其他國家的貨幣可能就處于貶值階段，新的市場開發(fā)同樣可以緩解匯率波動帶來的損失。

(三)優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量

一直以來我國的出口貿(mào)易規(guī)模是高基數(shù)持續(xù)增長，但是這種增長是建立在低層次、粗放型發(fā)展的模式中，在日益嚴(yán)峻的市場形勢下，在這種模式中顯示出越來越多的制約因素阻礙著我國出口貿(mào)易的發(fā)展。我國的出口商品長期是以技術(shù)含量低、加工檔次低、附加值低、量大價低利薄的粗放優(yōu)勢，這種行為導(dǎo)致我國出口商品近年來頻繁遭受反傾銷調(diào)查；導(dǎo)致人民幣略微升值，大批產(chǎn)品出口受阻；導(dǎo)致長期以來我國缺乏自我完善改革的動力、外貿(mào)產(chǎn)業(yè)缺乏質(zhì)量意識、缺乏自主品牌意識；導(dǎo)致未來發(fā)展空間越來越窄。

我國匯率的改革也說明了政府在引導(dǎo)外貿(mào)企業(yè)改變生存方式時，政府可以在金融、稅收以及教育政策中給予優(yōu)惠，鼓勵外貿(mào)企業(yè)積極研發(fā)科技含量高的技術(shù)產(chǎn)品，提高產(chǎn)品的附加值，樹立品牌競爭意識，培育國際化品牌，從根本上優(yōu)化商品的結(jié)構(gòu)。外貿(mào)企業(yè)同樣應(yīng)該認(rèn)識到要在高強(qiáng)度競爭的環(huán)境中可持續(xù)的生存和發(fā)展，質(zhì)量競爭所帶來的盈利能力才是企業(yè)發(fā)展的根本能力。提高自身的創(chuàng)新能力，重視技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新，努力提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，優(yōu)化出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，增加產(chǎn)品的附加值，提高市場競爭力。

注釋：

①本文的出口貿(mào)易指的是貨物貿(mào)易出口。

②本文的外商直接投資企業(yè)指的是在外商投資和港澳臺商投資企業(yè)。

③這15個國家和地區(qū)包括：中國香港、日本、新加坡、中國臺灣、中國澳門、韓國、美國、德國、法國、英國、荷蘭、馬來西亞、加拿大、瑞士和澳大利亞。

⑤數(shù)據(jù)來源于海關(guān)信息網(wǎng)《2013年經(jīng)濟(jì)形勢綜述及我國進(jìn)出口貿(mào)易形勢分析報告》。

[1] Linnemann·H．An Econometric Study of International Trade Flows[M]．North Holland Publishing Company，Amsterdam．1966.

[2] Leamer·E．The Commodity Composition of International Trade in Manufactures：An Empirical Analysis [J]．Oxford Economic Papers，1974 (26)：350-374．

[3] Bergstrand·J·H．The Gravity Equation in International Trade：Some Microeconomic Foundations and Empirical Evidence[J]．Review of Economics and Statistics，1985(67)：474-81．

[4] Rose, Andrew K. One Money, One Market: The Effect of Common Currencies on Trade [J].Economic Policy.2000(30):9-45.

[5] Chou,W.L. Exchange rate variability and china'sexports.[J].Journal of Comparative Economics,2002,28(1):68-79.

[6] Cerra,C.,S.C.Saxena.How Responsive is Chinese Export Supply to Market Signals [J].China Economic Review 2003(14):350-370.[7] Kevin Honglin Zhang,Shun Feng-song. Promoting Exports:The Role of Inward FDI in China[J].2000(11):385-396.[8] 魏巍賢. 中國出口與有效匯率的關(guān)系分析[J].統(tǒng)計研究1997(3):45-50.

[9] 馬曉野，劉曉明.我國國際貿(mào)易波動分析的理論框架[J].國際貿(mào)易問題 2001(2):21-27.

[10] 江小娟.我國出口增長與結(jié)構(gòu)變化外商投資企業(yè)的貢獻(xiàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究 2002(2):30-34.

[11] 李曉峰.我國國際貿(mào)易波動的影響因素[J].財經(jīng)研究2009(2):76-85.

[12]世界銀行網(wǎng)[EB/OL]，http://data.worldbank.org/country.

[13] 中國銀行網(wǎng)[EB/OL]，http://www.bankofchina.com/sourcedb/lswhpj/.

[14] 中國統(tǒng)計年鑒網(wǎng)[EB/OL]，http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/

2014-07-08

泉州黎明大學(xué)經(jīng)貿(mào)系，福建 泉州，362000

余 敏(1979- )，女,泉州黎明大學(xué)經(jīng)貿(mào)系講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：國際貿(mào)易價值績效、國際貿(mào)易實證效應(yīng)。

F74

A

1008-8091(2014)04-0079-05