基于引力模型對我國出口貿易①規模影響因素的實證分析

□余 敏

基于引力模型對我國出口貿易①規模影響因素的實證分析

□余 敏

自1995年以來我國出口貿易規模迅速擴張，目前排名世界第一。但是近年來國際金融危機導致世界經濟出現疲軟，我國的經濟進入改革轉型階段，人民幣匯率波動等因素都對我國出口貿易口造成了一定的影響，我國出口貿易速度放緩，波動加劇。本文基于引力模型實證這些因素的影響程度，為我國出口貿易發展提供實證依據。

引力模型;貨物貿易出口;實證分析

自改革開放以來，出口導向型的經濟政策帶動我國出口貿易的迅速擴張。出口貿易總額自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帶來的世界市場的疲軟、我國對外貿易摩擦不斷加劇，我國經濟進入轉型改革的關鍵階段、人民幣匯率升值等等這些因素都對我國的出口貿易產生了巨大的影響，使得我國的出口貿易額一度波動劇烈。

一、我國出口貿易現狀與各種因素的關系概述

自1995年起，我國經濟總體以年10%左右速度穩步增長，2012年我國經濟總量(GDP)為83550億美元，列居世界第2位，出口貿易總額節節攀升，良好的經濟環境吸引了大量的FDI流入我國，外商直接投資企業②成為我國經濟發展的重要力量。

(一)我國出口貿易與我國實際利用FDI的關系

1995年以來，我國通過立法以及后續的一系列措施積極引進外資尤其是外商直接投資(FDI)，例如低價供地，減免稅收、調整匯率政策以及便利的出口政策等吸引FDI來解決國內建設資金不足的問題。加入WTO后，我國又進一步放寬外資在華投資的持股比例、技術控制以及涉及的領域，外商在華投資掀起了新的高潮。2002年，實際利用的FDI達到527億美元，次躍居全球第一，2012年，我國經濟發展放緩，國內的外資陸續有撤出大陸的跡象，實際使用外資1117.2億美元，同比下降3.7%。

1.外商直接投資企業的經濟產值創造能力強。外商投資企業自進入中國以來帶來了大量資本、先進技術、國外訂單，提高了我國工業產能，帶動了國內產業改造提升。就我國工業而言，工業制成品一直是我國出口的主要商品，2012年工業制成品出口占總出口的95.1%。而外商直接投資企業創造的工業產值占我國工業總產值的比重由1995年的11.67%提高到2011年的25.87%,；吸收的就業人數的比重由1995年的0.75%提高到2012年的2.89%，外商直接投資企業以2%左右的就業人數創造了我國大約1/4的工業總產值(見表1)。

表1 外商直接投資企業對中國經濟和對外貿易貢獻細分表

數據來源：中國統計年鑒(1997-2013年)，2013統計年鑒未給出工業總產值的數據。

2.外商直接投資企業的存在與我國對外貿易息息相關。外商直接投資企業的進出口總額一直占據著中國對外貨物貿易的半壁江山，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，外商投資企進出口幅度都略有減少。外商直接投資企業已經成為我國進出口貿易的主力軍，直接推動了我國進口貿易規模的擴張，努力提高國內民族工業的進出口能力也是我們必須解決的問題。

3.我國實際利用FDI與我國出口貿易總額的規模均一直處于波動增長狀態。見下圖1，我國的經濟總量年增長率一直處于一個比較平穩的狀態，以年增長10%左右的速度發展；我國的出口貿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出一致的發展趨勢。

圖1 我國進出口總額與實際利用FDI總額的年增長率圖

(二)我國出口貿易與我國匯率變動的關系

一國的匯率變動是衡量本國兌換他國貨幣的價格變動，間接體現了兩國商品價格變化，商品價格的差異必然會帶來對外貿易規模的變化。自1995年起我國人民幣名義匯率一直處于波動狀態，人民兌對美元一直在單邊升值。2005年我國實現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，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，這種改革對我國對外貿易的影響也成為了國內外學者研究的一個熱點。目前實證研究結果主要是三種觀點：一種是魏巍賢(1997)認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)認為人民幣匯率波動對我國出口存在顯著的長期的負面影響。第三種Cerra和Saxena(2002)認為人民幣匯率變化對我國出口貿易沒有顯著的關系。

(三)我國出口貿易與其他影響因素的關系

我國出口貿易是以國內經濟發展為基礎，必然受到國內經濟發展波動的影響。也受到世界大經濟環境的影響，1998年的亞洲金融危機、2008年的全球危機對我國出口帶來了一定的負面影響(見圖1)。我國貨物出口的主要國家和地區的經濟發展也會對我國貨物出口產生一定的影響，經濟的發展必然帶來人民收入水平的增加，從而能消費更多的貨物。此外還有越來越多的國際貿易摩擦以及我國關稅水平降低等等都會對我國的出口貿易產生一定的影響。

二、我國貨物出口貿易模型的建立

(一)理論綜述

引力模型起源牛頓的重力法則，Tinbergen (1962)和Poyhonen(1963)是最早在國際貿易研究中使用該模型來量化測算國際貿易流量，當時的引力模型主要論證兩國貿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濟學家們的反復論證和完善已成為國際貿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)、虛擬變量如貨幣聯盟關系(Rose, Andrew·k ,2000)等。就我國出口貿易的影響因素主要進行的都是的實證分析，K.H.Zhang(2000)根據我國24個省市12個年數據為基礎建立回歸模型發現FDI對我國出口有直接的促進作用，馬曉明、劉明興(2001)認為我國出口受到出口價格補貼、出口財政補貼和政府對外貿微觀機制改革的影響。江小涓(2002)通過企業層面分析得出外商投資企業對擴大我國出口規模和提升我國出口商品結構做出了突出的貢獻。李曉峰(2009)研究出我國的國際貿易波動主要影響因素是外國供給沖擊、需求沖擊、貿易競爭力、體制與政策因素和世界經濟周期。

(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(排除自由港)，這些國家和地區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(2012年占63.6%)具有一定的代表性。具體模型如下：

假設1：混合回歸模型，即所有的參數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2：固定效應模型，參數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)進行F檢驗，得出混合回歸模型的殘差為123.3719，個體固定效應模型的殘差為50.4853,經過計算得出 F值為93.2865④，相對應的概率P值為0.0000所以推翻原假設，本文的模型采用固定效應回歸模型。

(2)進行Hausman檢驗,得出檢驗值為7.1556，相對應的概率P值為0.1279,拒絕隨機模型，所以本文的模型為固定效應模型。

其中：EXit表示我國t時期貨物貿易的出口額，α0表示的是方程的截距；α1-α5為給變量的系數；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生產總值。各國或地區的GDP數據來自世界銀行網站的統計數據(http://data.worldbank.org/country); Rit表示人民幣對美元的匯率為中間價數據來自2013統計年鑒(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，數據來自中國統計局網站的統計數據(http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/)；DISt表示兩國的地理距離，數據來自http://www.indo.com/distance/index.html。

1.單位根檢驗。

為了確保回歸的有效性，避免偽回歸的出現，本文利用EVIEWS6.0工具對變量采用ADF位根檢驗，對變量進行平穩性檢驗。

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的結果可知，五個變量都是不平穩的，但是都存在二階單整，因此可以進一步協整檢查。

2.協整檢驗

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

第一步，先利用EVIEWS6.0工具進行最小二乘法回歸，結果如下：

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行白噪音檢驗，判斷殘差是否存在自相關。結果為檢驗T值-5.0274，相對應的P值為0.0024，說明第一步的回歸是協整回歸。

(三)模型回歸分析

1.模型回歸總體來說是非常成功的。模型總體的調整擬合優度達到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，我國人民幣實現了有管理的浮動匯率，對美元一直處于單邊升值的狀態，我國的出口貿易增速則開始下降(見圖1)。人民幣的市場化是我國外貿接軌國際的必然趨勢，正確的認識人民幣市場化與出口貨物價格關系是我國外貿企業必須面對的問題。

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的增長又進一步促進了我國出口，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%還促進了國貨物貿易對這些國家出口的0.13%，地理距離的遙遠增加了貨物貿易的運輸成本，反而促進了外商直接到我國的投資，通過對FDI的利用促進了我國貨物貿易的出口。積極引用外資，消化吸收外資，注意與投資國的經貿關系是影響我國出口貿易的關鍵因素。

4.本模型中我國GDP的增長對我國出口貿易的作用非常的小，幾乎可以忽略，每上升1%拉動出口0.000000003%。我國外貿對我國GDP增長的貢獻已經是有目共睹，但是我國GDP對外貿的推動作用并不明顯，這也是由于我國GDP增長的速度遠遠快于質量，經濟結構的調整轉型成為了我國經濟改革的關鍵。

三、對策和建議

2013年我國的出口貿易走過了艱難的一年，國內外經濟形勢錯綜復雜，政府為了進一步促進出口貿易的穩步增長，出臺了一系列促進進出口、穩增長、調結構的政策措施，外貿企業在內憂外患中不斷求生存發展，進出口貿易規模取得新高，首次突破4萬億美元的大關，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在巨大的規模數據面前，我們依舊要看到影響我國對外貿易的因素有很多，走一條平穩發展的道路、減少不良波動的損害才是我國出口貿易的發展方向。

(一)堅持引進外商直接投資的政策不動搖，引導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論，從表面數據看，FDI在我國就有明顯的貿易創造效應，帶動了我國工業發展，推動我國的進出口貿易規模增長。從模型看，外商到我國的投資會通過多方面促進我國出口貿易的增長，地理距離都不會成為兩國經貿合作的障礙。吸收利用資本的同時也吸收了一定的先進技術和管理經驗，解決了大量的就業，帶動了相關產業的發展。FDI對我國外貿具有顯著的積極影響。但是從我國出口貿易面對的現實問題來看，我國引資的模式和方向有待改善。

1995年以來我國對待FDI的政策一直是優惠、寬松、擴大、吸引政策，但是隨著國內經濟發展，對待FDI開始進入有序的引導階段。2007年我國先后通過《中華人民共和國企業所得稅法》、《中華人民共和國勞動法》以及《外商產業投資目錄》，這些法律和政策的改革也標志著我國對待FDI管理開始進入一個理性引進的階段。不能盲目擴大引資而應正確利用外資，減少國內重復產業的引資投產，對待簡單加工，消耗資源的項目應該減少，對待能提升產業結構，提高城市建設，加強產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，減少經濟風險。

(二)積極開拓新市場、擴大出口市場，降低出口市場集中度，減少貿易風險

2009年，蔓延全球的金融危機首先在美國爆發，迅速波及中國，出口貿易規模大量減少。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，我國的出口貿易規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。經過這次危機，政府和外貿企業都認識到過度的集中只會帶來高風險，我們應該在努力深度拓展美、日、歐等發達國家和地區市場的基礎上積極開放周邊國家市場如東盟市場，大力開拓非洲、拉美、東歐和獨聯體等重點市場和有發展潛力的市場。

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，新的市場開發同樣可以緩解匯率波動帶來的損失。

(三)優化出口結構，提高出口產品的技術含量

一直以來我國的出口貿易規模是高基數持續增長，但是這種增長是建立在低層次、粗放型發展的模式中，在日益嚴峻的市場形勢下，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易的發展。我國的出口商品長期是以技術含量低、加工檔次低、附加值低、量大價低利薄的粗放優勢，這種行為導致我國出口商品近年來頻繁遭受反傾銷調查；導致人民幣略微升值，大批產品出口受阻；導致長期以來我國缺乏自我完善改革的動力、外貿產業缺乏質量意識、缺乏自主品牌意識；導致未來發展空間越來越窄。

我國匯率的改革也說明了政府在引導外貿企業改變生存方式時，政府可以在金融、稅收以及教育政策中給予優惠，鼓勵外貿企業積極研發科技含量高的技術產品，提高產品的附加值，樹立品牌競爭意識，培育國際化品牌，從根本上優化商品的結構。外貿企業同樣應該認識到要在高強度競爭的環境中可持續的生存和發展，質量競爭所帶來的盈利能力才是企業發展的根本能力。提高自身的創新能力，重視技術創新和產品創新，努力提高出口產品的技術含量，優化出口產品的結構，增加產品的附加值，提高市場競爭力。

注釋：

①本文的出口貿易指的是貨物貿易出口。

②本文的外商直接投資企業指的是在外商投資和港澳臺商投資企業。

③這15個國家和地區包括：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數據來源于海關信息網《2013年經濟形勢綜述及我國進出口貿易形勢分析報告》。

[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系分析[J].統計研究1997(3):45-50.

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

[10] 江小娟.我國出口增長與結構變化外商投資企業的貢獻[J].南開經濟研究 2002(2):30-34.

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

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

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

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

2014-07-08

泉州黎明大學經貿系，福建 泉州，362000

余 敏(1979- )，女,泉州黎明大學經貿系講師，經濟學碩士，研究方向：國際貿易價值績效、國際貿易實證效應。

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A

1008-8091(2014)04-0079-05