孫大巖

(內(nèi)蒙古民族大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院， 內(nèi)蒙古 通遼 028000)

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國家安全研究

斷點前后中國出口影響因素的比較研究

孫大巖

(內(nèi)蒙古民族大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院， 內(nèi)蒙古 通遼 028000)

[摘要]傳統(tǒng)觀點認(rèn)為出口是推動經(jīng)濟發(fā)展的三駕馬車之一，然而影響出口的因素卻十分多元，而且在不同的時間段影響程度也不盡相同。選取1994—2014的數(shù)據(jù)，將2002年和2008年作為兩個特殊點，運用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整性檢驗、格蘭杰因果檢驗和斷點檢驗等多個計量工具分階段對出口的影響因素進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)各變量間存在長期均衡關(guān)系：由于因果關(guān)系的存在，出口會影響對外投資凈額和人民幣兌美元匯率，反之也成立；社會消費品零售總額和?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)兩個因素對外貿(mào)出口存在較強的正向促進作用。

[關(guān)鍵詞]外貿(mào)出口；影響因素；分段回歸模型

一、引言

自十四屆三中全會以來的20多年里，中國經(jīng)濟得到了極大發(fā)展，生活水平全面提高。而出口在外向型經(jīng)濟中占據(jù)了十分重要的位置：出口商品總額從1994年的1 210.1億美元迅速增長到了2014年的23 422.9億美元，而且對GDP增長的貢獻一直占據(jù)較大份額。然而自從2008年次貸危機爆發(fā)以來，出口貿(mào)易面臨著極大的挑戰(zhàn)，其中不但包括總量上的下降壓力，也涵蓋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等質(zhì)量上的更高要求。因此，如何在順應(yīng)國家“一帶一路”和“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的大戰(zhàn)略背景下，更加有效地繼續(xù)推進出口對于促進中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展顯得尤為迫切。

李文(2009)通過建立中國分類出口增長模型認(rèn)為世界收入水平、匯率和外商直接投資顯著影響中國出口[1]；盧曉東等(2010)利用隨機前沿引力模型估計了中國的出口水平和出口潛力，確認(rèn)了中國出口的需求拉動特征[2]；金洪飛等(2011)運用季度面板數(shù)據(jù)模型分析得出國際金融危機較匯率對出口的影響更為顯著[3]；韓家彬等(2012)運用C-D生產(chǎn)函數(shù)分析認(rèn)為外貿(mào)和FDI是影響金磚5國經(jīng)濟增長的主要因素[4]；衛(wèi)瑞等(2015)采用MRIO模型測算出影響中國出口值增加的三個主要因素是外需來源地結(jié)構(gòu)變動、中國前向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)變動和外需規(guī)模變動[5]；林吉雙等(2008)運用協(xié)整合誤差修正模型實證分析認(rèn)為出口退稅政策對廣東省出口影響最為顯著[6]；劉旭曄等(2013)運用主成分分析法得出就業(yè)人口、經(jīng)濟對外依存度和匯率變化是影響廣西壯族自治區(qū)出口的最主要因素[7]。

本文在借鑒已有研究結(jié)果的基礎(chǔ)上從眾多影響出口的因素中選取既有反映開放經(jīng)濟特征，又有反映國內(nèi)經(jīng)濟特征的有代表性的若干個進行平穩(wěn)性、協(xié)整性、因果性、突變性和分段回歸等計量分析，從而找出我國出口貿(mào)易發(fā)展中存在的問題，并給出相應(yīng)的對策建議以供執(zhí)政決策者參考。

二、出口發(fā)展概況

1994年我國由商品經(jīng)濟正式轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟體制，標(biāo)志著商品自由化和貿(mào)易國際化的真正實現(xiàn)，這大大促進了出口的發(fā)展。出口貿(mào)易22年來的發(fā)展變化可以通過圖1來形象地描述(其中y為出口商品總額，橫軸為年份)。

圖1　1994—2014中國出口商品總額(單位：億美元)

由圖1我們發(fā)現(xiàn)從總的趨勢上來說出口貿(mào)易是不斷增加的，但是有兩個時間節(jié)點值得關(guān)注，那就是2002年和2008年。在2002年之前出口額增長較為緩慢，而在加入WTO之后，出口額開始出現(xiàn)大幅增長；2008金融危機爆發(fā)后，出口受到很大沖擊，出現(xiàn)了負(fù)增長，經(jīng)過幾年調(diào)整后有所增加，但是增長率有所下降。所以我們分三階段來考慮出口發(fā)展情況。

(一)第一階段：1994—2001年

這幾年，我國實現(xiàn)了真正意義上的市場經(jīng)濟：資源配置以市場為基礎(chǔ)，企業(yè)成為了獨立的經(jīng)濟主體。由于包括勞動力在內(nèi)的生產(chǎn)要素較為充裕和低廉，所以我國的出口產(chǎn)品以東南沿海的加工貿(mào)易為主，主要包括服裝、鞋類和玩具等勞動密集型產(chǎn)品。

(二)第二階段：2002—2007年

加入WTO使得我國和世界完全接軌，市場的巨大潛力在我國資金充裕和較高勞動力素質(zhì)等優(yōu)勢下得以充分顯現(xiàn)。這個階段初級產(chǎn)品所占比重下降，而資金和技術(shù)密集型產(chǎn)品增加，特別是工業(yè)制成品中機電產(chǎn)品和電子信息類產(chǎn)品表現(xiàn)尤為突出。

(三)第三階段：2008—2014年

出口受到次貸危機不小的沖擊，2009年甚至出現(xiàn)了多年未見的負(fù)增長。其中勞動密集型產(chǎn)品先降后升，原因是產(chǎn)品多為彈性較小的必需品；而資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品先升后降，說明企業(yè)技術(shù)水平低，自主創(chuàng)新能力不足，缺乏自主品牌。

三、數(shù)據(jù)來源與方法基礎(chǔ)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)是1994—2014年的年度數(shù)據(jù)，主要來源于中華人民共和國各年份統(tǒng)計公報、統(tǒng)計年鑒和中華人民共和國海關(guān)信息網(wǎng)。

(二)方法基礎(chǔ)[8]

1.平穩(wěn)性檢驗。ADF方法是檢驗時間序列平穩(wěn)性的較為常用的方法，此方法多用于擾動項存在序列相關(guān)的情況，是增廣的迪基—富勒檢驗。大致的步驟如下：首先，將差分序列對一階滯后項進行最小二乘回歸，得到系數(shù)估計值對應(yīng)的t值。其次，給出關(guān)于一階滯后項系數(shù)等于零和小于零的原假設(shè)與備擇假設(shè)，將上一步得到的t值與臨界值進行比較。判別準(zhǔn)則是，若t值大于臨界值，則接受原假設(shè)即認(rèn)為序列非平穩(wěn)；若t值小于臨界值，則接受備擇假設(shè)認(rèn)為序列平穩(wěn)。

2.協(xié)整性檢驗。協(xié)整檢驗不要求原序列必須是平穩(wěn)序列，只要能達到同階單整合其線性組合平穩(wěn)即認(rèn)為序列協(xié)整。只有存在協(xié)整關(guān)系才能解決形式上相關(guān)而實際不相關(guān)的偽回歸問題。多變量的協(xié)整檢驗常用Johansen方法，這種方法是由約翰森和居斯利斯一起提出的以向量自回歸模型為基礎(chǔ)的檢驗回歸系數(shù)的方法。檢驗從不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是至多有1個協(xié)整向量，直到至多有k-1個協(xié)整向量，共需進行k次檢驗。

3.格蘭杰檢驗。用來檢驗一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，可以驗證理論宣稱的因果關(guān)系在經(jīng)驗上的支持，Granger正是從預(yù)測的角度給出了這種方法。大致的步驟如下(以檢驗X是Y的原因為例)：首先，做Y關(guān)于本身滯后項的回歸，這是一個受約束的回歸。其次，在第一步的回歸式中加入X的滯后項進行回歸，這是無約束回歸。再次，給出系數(shù)全為零的原假設(shè)和F檢驗統(tǒng)計量。最后，比較F統(tǒng)計量值和臨界值的大小關(guān)系，如果大于則拒絕零假設(shè)即認(rèn)為X是Y的原因。

4.斷點檢驗。本文使用較為常用的虛擬變量法測度斷點的是否存在。測度結(jié)構(gòu)突變實際上是對測度截距變動和解釋變量系數(shù)的綜合運用。當(dāng)變量序列存在明顯的結(jié)構(gòu)突變斷點時一般有兩種方法：利用斷點時刻劃分樣本進行分段回歸，再者可以在回歸模型中加入一個虛擬變量與定量變量和斷點觀測差值的乘積項，作為一個單獨的解釋變量來測度回歸模型中的斷點問題。

5.自相關(guān)檢驗。我們可以利用所估計的回歸方程殘差序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)來檢驗序列相關(guān)。構(gòu)成時間序列的每個序列值之間的簡單相關(guān)關(guān)系稱為自相關(guān)，表示時間序列中相隔若干期的觀測值間的相關(guān)程度；其他變量固定不變，只考慮其中兩個變量間的相關(guān)關(guān)系稱為偏相關(guān)，描述有一部分值給定的情況下，變量間的條件相關(guān)關(guān)系。具體操作時可觀察自相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的直方塊是否超過虛線部分(表示顯著性水平為0.05的置信帶)，若超過說明存在序列相關(guān)。

6.異方差檢驗。主要衡量變量取值的波動程度是否穩(wěn)定，有很多常用的檢驗異方差的方法，本文使用的是懷特檢驗法。該方法是由懷特在1980年提出的，通過建立輔助回歸模型的方法來判斷異方差性，它不需要關(guān)于異方差的任何先驗知識，只要求在大樣本的情況下即可。具體步驟如下：首先用最小二乘法估計模型，并計算出相應(yīng)的殘差平方，并作輔助回歸模型。其次計算nR2，其中n為樣本容量，R2為輔助回歸函數(shù)中的未調(diào)整的決定系數(shù)。最后比較統(tǒng)計量nR2的值和卡方邊界值的大小，如果大于則認(rèn)為存在異方差。

7.多重共線性檢驗。多重共線性的存在將對參數(shù)估計、統(tǒng)計檢驗及模型估計值的可靠性、穩(wěn)定性產(chǎn)生不利影響，因此要認(rèn)真檢驗。相關(guān)系數(shù)檢驗法是檢驗多重共線性是否存在的最常用的方法，即對任何兩個不同解釋變量求簡單相關(guān)系數(shù)，根據(jù)這個值的絕對值大小判斷是否存在多重共線性。對于橫截面數(shù)據(jù)來說，一般這個值不低于0.4則認(rèn)為存在較強的多重共線性；而對于時間序列數(shù)據(jù)來說，這個值可以放大到0.8以上。

四、實證分析

(一)指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)處理

1.研究指標(biāo)。因變量y選取出口商品總額來表示。自變量的選取如下：x1表示實際利用外商直接投資，x2表示對外投資凈額，x3表示人民幣兌美元匯率，x4表示社會消費品零售總額，x5表示國家關(guān)稅總額,x6表示?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)(衡量技術(shù)進步)和x7表示工業(yè)增加值比重(衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))。

2.數(shù)據(jù)處理和軟件使用。考慮數(shù)據(jù)的實時性和可獲得性，人民幣匯率數(shù)據(jù)的對比基數(shù)設(shè)為100美元；為了降低可能的異方差影響，分別對各個變量取自然對數(shù)lny和lnxi；所使用的軟件為EViews6.0。

(二)計量探索

1.平穩(wěn)性檢驗。時間序列的平穩(wěn)性是時間序列計量分析有效性的基礎(chǔ)，通過此檢驗可以確定序列的變化是趨勢性的還是隨機的。我們采用ADF檢驗法來進行，檢驗發(fā)現(xiàn)各序列本身所對應(yīng)的統(tǒng)計量的值比相應(yīng)的臨界值都大，說明它們均為非平穩(wěn)序列，分別進行一階差分后發(fā)現(xiàn)變量出口商品總額、實際利用外商直接投資、對外投資凈額、人民幣兌美元匯率、社會消費品零售總額、國家關(guān)稅總額、?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)和工業(yè)增加值比重對應(yīng)的ADF統(tǒng)計量的值都比臨界值要小(其中專科以上學(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)對應(yīng)的-1.57為最大統(tǒng)計量的值，都要小于1%臨界值-1.56)，即各序列為一階單整。

2.協(xié)整性檢驗。通過對平穩(wěn)時間序列進行協(xié)整檢驗可以確定變量間是否存在長期均衡關(guān)系。由于是多變量的協(xié)整關(guān)系，我們采用最為常用的約翰森檢驗法來完成。檢驗發(fā)現(xiàn)“至多存在兩個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)所對應(yīng)的P值為0，即拒絕原假設(shè)；“至多存在三個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)所對應(yīng)的P值為0.20，即接受原假設(shè)；綜合以上兩條說明各變量間恰好存在三個協(xié)整關(guān)系，因此可以對變量進行長期關(guān)系研究。

3.格蘭杰檢驗。不同于協(xié)整檢驗變量間是否存在長期均衡關(guān)系，格蘭杰常用來檢驗變量間的短期關(guān)系。根據(jù)赤池準(zhǔn)則和施瓦茨準(zhǔn)則滿足最小值的要求我們確定滯后階數(shù)為2，檢驗發(fā)現(xiàn)只存在三組因果關(guān)系：出口和對外投資凈額以及人民幣兌美元匯率均互為因果關(guān)系，而出口是消費的單向原因，反之不成立。具體情況如表1所示：(表中只列出了結(jié)論里含有“拒絕”的項，顯著性水平為0.05)

建設(shè)并運營茶葉、咖啡、果蔬和食用菌等大宗農(nóng)產(chǎn)品國際交易中心，經(jīng)營的“云啡”牌咖啡、“八角亭”牌茶葉、“天使”土豆片系列產(chǎn)品等在國內(nèi)外擁有較高的知名度和美譽度。

表1　Granger因果檢驗表

4.斷點檢驗。虛擬變量法檢驗突變性一般是在模型中加入一個虛擬變量與定量變量和斷點觀測差值的乘積項進行回歸，然后觀察虛擬變量乘積項的t值是否能通過檢驗(遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值)。對于出口貿(mào)易來說有兩個時間節(jié)點值得關(guān)注，那就是2002年的加入世貿(mào)組織和2008年的金融危機。在這兩個節(jié)點的前后出口額發(fā)生了很大的變化，所以檢驗它們是不是斷點很有必要。為此我們需要設(shè)定兩個含有虛擬變量的模型，運用EViews6.0的估計結(jié)果分別為：

y=-385112+194t+1584(t-2002)×D···············(1)

y=-3306482+1653t+143(t-2008)×D ·············· (2)

由回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，函數(shù)(1)里虛擬變量項的t值為17.8，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值，所以可以認(rèn)為2002年是我國出口量的一個結(jié)構(gòu)突變點；函數(shù)(2)里虛擬變量項的t值為0.45，并不顯著，所以2008年不適合作為突變點。

5.分段回歸模型。由于2002可以作為出口的一個斷點，所以我們將總體的數(shù)據(jù)列分成1994—2001年和2002—2014年兩段分別做多元線性回歸，能夠產(chǎn)生兩個不同的結(jié)論： 1994—2001段得不到有效的回歸直線，說明線性關(guān)系很弱；而2002—2014段可以得到以下函數(shù)：

1ny=0.33+0.341nx4+0.841nx6 ················· (3)

表2　模型(3)回歸擬合結(jié)果

(2)統(tǒng)計推斷檢驗。由表2知修正可決系數(shù)R2的值為0.98，說明此模型幾乎解釋了被解釋變量的全部總變差；F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于顯著性水平0.05，說明回歸方程是顯著的；另外解釋變量估計值所對應(yīng)的P值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，說明系數(shù)回歸是顯著的。

(3)計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。首先來看自相關(guān)檢驗，運用相關(guān)圖和Q統(tǒng)計量(取12階滯后)檢驗發(fā)現(xiàn)不存在任何階數(shù)的自相關(guān)；其次來看異方差檢驗，我們選用懷特檢驗法，此時輸出X2的統(tǒng)計量的P值為0.43(遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05)，所以接受原假設(shè)(原假設(shè)為不存在異方差性)；最后來看多重共線性檢驗，由于各變量間的相關(guān)系數(shù)幾乎都超過95%,具體表現(xiàn)為R2值高值低，這是存在多重共線性的明顯特征，因此我們?nèi)サ糇兞縳1、x2、x3、x5和x7后得到表4的結(jié)果。

五、結(jié)論和建議

本文在總結(jié)以往研究成果的基礎(chǔ)上，通過對出口貿(mào)易的影響因素進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整性檢驗、格蘭杰因果檢驗和斷點檢驗等一系列計量工具的分析，得到以下結(jié)論及建議：

(一)建議

1.代表技術(shù)進步的?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)與出口貿(mào)易額存在顯著正相關(guān)性。回歸系數(shù)表明高學(xué)歷人才每增加1個百分點將會帶動出口0.84個百分點的增長。目前，國家建設(shè)正處于深水期轉(zhuǎn)型期，出口產(chǎn)品正由勞動密集型、資本密集型向技術(shù)和知識密集型產(chǎn)品轉(zhuǎn)變，而這種轉(zhuǎn)變成功的關(guān)鍵保障就是人才。有了人才就有了技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，就能夠創(chuàng)造出有自主品牌的高新技術(shù)企業(yè)，就能夠真正優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。

2.出口和消費的協(xié)同變化關(guān)系不容忽視。回歸系數(shù)表明出口每增加1個百分點將會帶動居民消費1.2個百分點的增長。在“一帶一路”國家大戰(zhàn)略帶動下，在未來若干年我們依然會重視出口貿(mào)易的作用，出口可以帶來更多的外匯，那么老百姓就更富裕，才能更放心地消費。而反過來，消費對出口的促進作用具有復(fù)雜性和間接性，消費能給企業(yè)帶來效益，有了資金就有了創(chuàng)新和品牌，就能帶動出口。

3.出口與對外直接投資關(guān)系復(fù)雜。小島清的互補模型認(rèn)為出口與對外直接投資存在著一定程度上的互補關(guān)系。在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，對外直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方比較優(yōu)勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造對外貿(mào)易。反之，出口增加了，上下游產(chǎn)品和配套設(shè)施的要求也增加了，從而促進了對外直接投資。

4.因為協(xié)整的存在，其他因素和出口的關(guān)系不可忽略。對于外商直接投資，我們要做好適度的政策引導(dǎo)和優(yōu)惠，將這些資金引導(dǎo)到科技含量高的高新技術(shù)企業(yè)上來，力求通過國外技術(shù)外溢達到形成自己核心競爭力的目的；對于人民幣匯率，經(jīng)過十多年的半市場化改革匯率已經(jīng)趨于相對穩(wěn)定，以后仍然要堅持穩(wěn)健的匯率政策不動搖；對于工業(yè)增加值，我們要把重心更多的轉(zhuǎn)移到附加值高、有核心知識產(chǎn)權(quán)的知識和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品上來。

(二)結(jié)論

1.平穩(wěn)性檢驗說明出口商品總額(y)、實際利用外商直接投資(x1)、對外投資凈額(x2)、人民幣兌美元匯率(x3)、社會消費品零售總額(x4)、國家關(guān)稅總額(x5)、?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)(x6)和工業(yè)增加值比重(x7)八個變量經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列。

2.平穩(wěn)性檢驗發(fā)現(xiàn)各變量原序列均非平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后變成了平穩(wěn)序列，即它們是同為一階單整，這為協(xié)整檢驗奠定了基礎(chǔ)。通過約翰森檢驗發(fā)現(xiàn)這八個變量是協(xié)整的，說明模型不存在偽回歸現(xiàn)象并存在長期均衡關(guān)系。

3.通過格蘭杰因果檢驗我們可以得出的結(jié)論是出口和對外投資凈額的滯后值能互相解釋，出口和人民幣兌美元匯率的滯后值也能互相解釋，而出口的滯后值只能單向解釋消費，反之不成立。

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〔責(zé)任編輯：張毫〕

[中圖分類號]F0

[文獻標(biāo)志碼]A

[文章編號]1000-8284(2016)04-0078-05

[作者簡介]孫大巖(1980—)，男，遼寧朝陽人，講師，碩士，從事宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析研究。

[基金項目]內(nèi)蒙古財政廳決策咨詢項目(201507)；內(nèi)蒙古自治區(qū)高?？蒲许椖?NJSY179)

[收稿日期]2016-01-15