斷點前后中國出口影響因素的比較研究

孫大巖

(內蒙古民族大學 經濟管理學院， 內蒙古 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

(內蒙古民族大學 經濟管理學院， 內蒙古 通遼 028000)

[摘要]傳統觀點認為出口是推動經濟發展的三駕馬車之一，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的數據，將2002年和2008年作為兩個特殊點，運用平穩性檢驗、協整性檢驗、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。研究發現各變量間存在長期均衡關系：由于因果關系的存在，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歷畢業生人數兩個因素對外貿出口存在較強的正向促進作用。

[關鍵詞]外貿出口；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，中國經濟得到了極大發展，生活水平全面提高。而出口在外向型經濟中占據了十分重要的位置：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較大份額。然而自從2008年次貸危機爆發以來，出口貿易面臨著極大的挑戰，其中不但包括總量上的下降壓力，也涵蓋產業結構不合理等質量上的更高要求。因此，如何在順應國家“一帶一路”和“產業結構升級”的大戰略背景下，更加有效地繼續推進出口對于促進中國經濟可持續發展顯得尤為迫切。

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)運用季度面板數據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生產函數分析認為外貿和FDI是影響金磚5國經濟增長的主要因素[4]；衛瑞等(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構變動、中國前向產業關聯變動和外需規模變動[5]；林吉雙等(2008)運用協整合誤差修正模型實證分析認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人口、經濟對外依存度和匯率變化是影響廣西壯族自治區出口的最主要因素[7]。

本文在借鑒已有研究結果的基礎上從眾多影響出口的因素中選取既有反映開放經濟特征，又有反映國內經濟特征的有代表性的若干個進行平穩性、協整性、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易發展中存在的問題，并給出相應的對策建議以供執政決策者參考。

二、出口發展概況

1994年我國由商品經濟正式轉變為市場經濟體制，標志著商品自由化和貿易國際化的真正實現，這大大促進了出口的發展。出口貿易22年來的發展變化可以通過圖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我們發現從總的趨勢上來說出口貿易是不斷增加的，但是有兩個時間節點值得關注，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，出口額開始出現大幅增長；2008金融危機爆發后，出口受到很大沖擊，出現了負增長，經過幾年調整后有所增加，但是增長率有所下降。所以我們分三階段來考慮出口發展情況。

(一)第一階段：1994—2001年

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

(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等優勢下得以充分顯現。這個階段初級產品所占比重下降，而資金和技術密集型產品增加，特別是工業制成品中機電產品和電子信息類產品表現尤為突出。

(三)第三階段：2008—2014年

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

三、數據來源與方法基礎

(一)數據來源

本文所使用的數據是1994—2014年的年度數據，主要來源于中華人民共和國各年份統計公報、統計年鑒和中華人民共和國海關信息網。

(二)方法基礎[8]

1.平穩性檢驗。ADF方法是檢驗時間序列平穩性的較為常用的方法，此方法多用于擾動項存在序列相關的情況，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，得到系數估計值對應的t值。其次，給出關于一階滯后項系數等于零和小于零的原假設與備擇假設，將上一步得到的t值與臨界值進行比較。判別準則是，若t值大于臨界值，則接受原假設即認為序列非平穩；若t值小于臨界值，則接受備擇假設認為序列平穩。

2.協整性檢驗。協整檢驗不要求原序列必須是平穩序列，只要能達到同階單整合其線性組合平穩即認為序列協整。只有存在協整關系才能解決形式上相關而實際不相關的偽回歸問題。多變量的協整檢驗常用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的檢驗回歸系數的方法。檢驗從不存在協整關系的零假設開始，然后是至多有1個協整向量，直到至多有k-1個協整向量，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系在經驗上的支持，Granger正是從預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，給出系數全為零的原假設和F檢驗統計量。最后，比較F統計量值和臨界值的大小關系，如果大于則拒絕零假設即認為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。測度結構突變實際上是對測度截距變動和解釋變量系數的綜合運用。當變量序列存在明顯的結構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.自相關檢驗。我們可以利用所估計的回歸方程殘差序列的自相關和偏自相關來檢驗序列相關。構成時間序列的每個序列值之間的簡單相關關系稱為自相關，表示時間序列中相隔若干期的觀測值間的相關程度；其他變量固定不變，只考慮其中兩個變量間的相關關系稱為偏相關，描述有一部分值給定的情況下，變量間的條件相關關系。具體操作時可觀察自相關系數和偏相關系數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。

6.異方差檢驗。主要衡量變量取值的波動程度是否穩定，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為輔助回歸函數中的未調整的決定系數。最后比較統計量nR2的值和卡方邊界值的大小，如果大于則認為存在異方差。

7.多重共線性檢驗。多重共線性的存在將對參數估計、統計檢驗及模型估計值的可靠性、穩定性產生不利影響，因此要認真檢驗。相關系數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系數，根據這個值的絕對值大小判斷是否存在多重共線性。對于橫截面數據來說，一般這個值不低于0.4則認為存在較強的多重共線性；而對于時間序列數據來說，這個值可以放大到0.8以上。

四、實證分析

(一)指標選擇和數據處理

1.研究指標。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表示國家關稅總額,x6表示專科以上學歷畢業生人數(衡量技術進步)和x7表示工業增加值比重(衡量產業結構)。

2.數據處理和軟件使用?？紤]數據的實時性和可獲得性，人民幣匯率數據的對比基數設為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lny和lnxi；所使用的軟件為EViews6.0。

(二)計量探索

1.平穩性檢驗。時間序列的平穩性是時間序列計量分析有效性的基礎，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，檢驗發現各序列本身所對應的統計量的值比相應的臨界值都大，說明它們均為非平穩序列，分別進行一階差分后發現變量出口商品總額、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、國家關稅總額、專科以上學歷畢業生人數和工業增加值比重對應的ADF統計量的值都比臨界值要小(其中?？埔陨蠈W歷畢業生人數對應的-1.57為最大統計量的值，都要小于1%臨界值-1.56)，即各序列為一階單整。

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

3.格蘭杰檢驗。不同于協整檢驗變量間是否存在長期均衡關系，格蘭杰常用來檢驗變量間的短期關系。根據赤池準則和施瓦茨準則滿足最小值的要求我們確定滯后階數為2，檢驗發現只存在三組因果關系：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：(表中只列出了結論里含有“拒絕”的項，顯著性水平為0.05)

建設并運營茶葉、咖啡、果蔬和食用菌等大宗農產品國際交易中心，經營的“云啡”牌咖啡、“八角亭”牌茶葉、“天使”土豆片系列產品等在國內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(遠遠大于臨界值)。對于出口貿易來說有兩個時間節點值得關注，那就是2002年的加入世貿組織和2008年的金融危機。在這兩個節點的前后出口額發生了很大的變化，所以檢驗它們是不是斷點很有必要。為此我們需要設定兩個含有虛擬變量的模型，運用EViews6.0的估計結果分別為：

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

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

由回歸結果發現，函數(1)里虛擬變量項的t值為17.8，遠遠大于臨界值，所以可以認為2002年是我國出口量的一個結構突變點；函數(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據列分成1994—2001年和2002—2014年兩段分別做多元線性回歸，能夠產生兩個不同的結論： 1994—2001段得不到有效的回歸直線，說明線性關系很弱；而2002—2014段可以得到以下函數：

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

表2　模型(3)回歸擬合結果

(2)統計推斷檢驗。由表2知修正可決系數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統計量對應的P值為0，遠遠小于顯著性水平0.05，說明回歸方程是顯著的；另外解釋變量估計值所對應的P值都遠遠小于0.05，說明系數回歸是顯著的。

(3)計量經濟學檢驗。首先來看自相關檢驗，運用相關圖和Q統計量(取12階滯后)檢驗發現不存在任何階數的自相關；其次來看異方差檢驗，我們選用懷特檢驗法，此時輸出X2的統計量的P值為0.43(遠遠大于0.05)，所以接受原假設(原假設為不存在異方差性)；最后來看多重共線性檢驗，由于各變量間的相關系數幾乎都超過95%,具體表現為R2值高值低，這是存在多重共線性的明顯特征，因此我們去掉變量x1、x2、x3、x5和x7后得到表4的結果。

五、結論和建議

本文在總結以往研究成果的基礎上，通過對出口貿易的影響因素進行平穩性檢驗、協整性檢驗、格蘭杰因果檢驗和斷點檢驗等一系列計量工具的分析，得到以下結論及建議：

(一)建議

1.代表技術進步的?？埔陨蠈W歷畢業生人數與出口貿易額存在顯著正相關性?；貧w系數表明高學歷人才每增加1個百分點將會帶動出口0.84個百分點的增長。目前，國家建設正處于深水期轉型期，出口產品正由勞動密集型、資本密集型向技術和知識密集型產品轉變，而這種轉變成功的關鍵保障就是人才。有了人才就有了技術水平和創新能力，就能夠創造出有自主品牌的高新技術企業，就能夠真正優化出口商品結構。

2.出口和消費的協同變化關系不容忽視?；貧w系數表明出口每增加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”國家大戰略帶動下，在未來若干年我們依然會重視出口貿易的作用，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雜性和間接性，消費能給企業帶來效益，有了資金就有了創新和品牌，就能帶動出口。

3.出口與對外直接投資關系復雜。小島清的互補模型認為出口與對外直接投資存在著一定程度上的互補關系。在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，對外直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方比較優勢的態勢，從而直接創造對外貿易。反之，出口增加了，上下游產品和配套設施的要求也增加了，從而促進了對外直接投資。

4.因為協整的存在，其他因素和出口的關系不可忽略。對于外商直接投資，我們要做好適度的政策引導和優惠，將這些資金引導到科技含量高的高新技術企業上來，力求通過國外技術外溢達到形成自己核心競爭力的目的；對于人民幣匯率，經過十多年的半市場化改革匯率已經趨于相對穩定，以后仍然要堅持穩健的匯率政策不動搖；對于工業增加值，我們要把重心更多的轉移到附加值高、有核心知識產權的知識和技術密集型的產業和產品上來。

(二)結論

1.平穩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)、國家關稅總額(x5)、專科以上學歷畢業生人數(x6)和工業增加值比重(x7)八個變量經一階差分后均變為平穩時間序列。

2.平穩性檢驗發現各變量原序列均非平穩，經過一階差分后變成了平穩序列，即它們是同為一階單整，這為協整檢驗奠定了基礎。通過約翰森檢驗發現這八個變量是協整的，說明模型不存在偽回歸現象并存在長期均衡關系。

3.通過格蘭杰因果檢驗我們可以得出的結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。

[參考文獻]

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[2]魯曉東，等.中國的出口潛力及其影響因素[J].數量經濟技術經濟研究，2010，(10):21—35.

[3]金洪飛，等.國際金融危機對中國出口貿易的影響[J].國際金融研究,2011，(9):58—68.

[4]韓家彬，等.進出口貿易、FDI對金磚5國經濟增長影響比較研究[J].國際貿易問題，2012，(11):66—73.

[5]衛瑞，等.全球價值鏈視角下中國增加值出口及其影響因素[J].數量經濟技術經濟研究,2015，(7):3—20.

[6]林吉雙，等.廣東省出口貿易影響因素的實證分析[J].國際經貿探索，2008，(9):20—24.

[7]劉旭曄，等.廣西外貿出口影響因素分析[J].學術論壇，2013，(10):162—166.

[8]孫敬水.中級計量經濟學[M].上海:上海財經大學出版社,2009:233—287.

〔責任編輯：張毫〕

[中圖分類號]F0

[文獻標志碼]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，從事宏觀經濟統計分析研究。

[基金項目]內蒙古財政廳決策咨詢項目(201507)；內蒙古自治區高校科研項目(NJSY179)

[收稿日期]2016-01-15