断点前后中国出口影响因素的比较研究

孙大岩

(内蒙古民族大学 经济管理学院， 内蒙古 通辽 028000)



国家安全研究

断点前后中国出口影响因素的比较研究

孙大岩

(内蒙古民族大学 经济管理学院， 内蒙古 通辽 028000)

[摘要]传统观点认为出口是推动经济发展的三驾马车之一，然而影响出口的因素却十分多元，而且在不同的时间段影响程度也不尽相同。选取1994—2014的数据，将2002年和2008年作为两个特殊点，运用平稳性检验、协整性检验、格兰杰因果检验和断点检验等多个计量工具分阶段对出口的影响因素进行实证分析。研究发现各变量间存在长期均衡关系：由于因果关系的存在，出口会影响对外投资净额和人民币兑美元汇率，反之也成立；社会消费品零售总额和专科以上学历毕业生人数两个因素对外贸出口存在较强的正向促进作用。

[关键词]外贸出口；影响因素；分段回归模型

一、引言

自十四届三中全会以来的20多年里，中国经济得到了极大发展，生活水平全面提高。而出口在外向型经济中占据了十分重要的位置：出口商品总额从1994年的1 210.1亿美元迅速增长到了2014年的23 422.9亿美元，而且对GDP增长的贡献一直占据较大份额。然而自从2008年次贷危机爆发以来，出口贸易面临着极大的挑战，其中不但包括总量上的下降压力，也涵盖产业结构不合理等质量上的更高要求。因此，如何在顺应国家“一带一路”和“产业结构升级”的大战略背景下，更加有效地继续推进出口对于促进中国经济可持续发展显得尤为迫切。

李文(2009)通过建立中国分类出口增长模型认为世界收入水平、汇率和外商直接投资显著影响中国出口[1]；卢晓东等(2010)利用随机前沿引力模型估计了中国的出口水平和出口潜力，确认了中国出口的需求拉动特征[2]；金洪飞等(2011)运用季度面板数据模型分析得出国际金融危机较汇率对出口的影响更为显著[3]；韩家彬等(2012)运用C-D生产函数分析认为外贸和FDI是影响金砖5国经济增长的主要因素[4]；卫瑞等(2015)采用MRIO模型测算出影响中国出口值增加的三个主要因素是外需来源地结构变动、中国前向产业关联变动和外需规模变动[5]；林吉双等(2008)运用协整合误差修正模型实证分析认为出口退税政策对广东省出口影响最为显著[6]；刘旭晔等(2013)运用主成分分析法得出就业人口、经济对外依存度和汇率变化是影响广西壮族自治区出口的最主要因素[7]。

本文在借鉴已有研究结果的基础上从众多影响出口的因素中选取既有反映开放经济特征，又有反映国内经济特征的有代表性的若干个进行平稳性、协整性、因果性、突变性和分段回归等计量分析，从而找出我国出口贸易发展中存在的问题，并给出相应的对策建议以供执政决策者参考。

二、出口发展概况

1994年我国由商品经济正式转变为市场经济体制，标志着商品自由化和贸易国际化的真正实现，这大大促进了出口的发展。出口贸易22年来的发展变化可以通过图1来形象地描述(其中y为出口商品总额，横轴为年份)。

图1　1994—2014中国出口商品总额(单位：亿美元)

由图1我们发现从总的趋势上来说出口贸易是不断增加的，但是有两个时间节点值得关注，那就是2002年和2008年。在2002年之前出口额增长较为缓慢，而在加入WTO之后，出口额开始出现大幅增长；2008金融危机爆发后，出口受到很大冲击，出现了负增长，经过几年调整后有所增加，但是增长率有所下降。所以我们分三阶段来考虑出口发展情况。

(一)第一阶段：1994—2001年

这几年，我国实现了真正意义上的市场经济：资源配置以市场为基础，企业成为了独立的经济主体。由于包括劳动力在内的生产要素较为充裕和低廉，所以我国的出口产品以东南沿海的加工贸易为主，主要包括服装、鞋类和玩具等劳动密集型产品。

(二)第二阶段：2002—2007年

加入WTO使得我国和世界完全接轨，市场的巨大潜力在我国资金充裕和较高劳动力素质等优势下得以充分显现。这个阶段初级产品所占比重下降，而资金和技术密集型产品增加，特别是工业制成品中机电产品和电子信息类产品表现尤为突出。

(三)第三阶段：2008—2014年

出口受到次贷危机不小的冲击，2009年甚至出现了多年未见的负增长。其中劳动密集型产品先降后升，原因是产品多为弹性较小的必需品；而资本和技术密集型产品先升后降，说明企业技术水平低，自主创新能力不足，缺乏自主品牌。

三、数据来源与方法基础

(一)数据来源

本文所使用的数据是1994—2014年的年度数据，主要来源于中华人民共和国各年份统计公报、统计年鉴和中华人民共和国海关信息网。

(二)方法基础[8]

1.平稳性检验。ADF方法是检验时间序列平稳性的较为常用的方法，此方法多用于扰动项存在序列相关的情况，是增广的迪基—富勒检验。大致的步骤如下：首先，将差分序列对一阶滞后项进行最小二乘回归，得到系数估计值对应的t值。其次，给出关于一阶滞后项系数等于零和小于零的原假设与备择假设，将上一步得到的t值与临界值进行比较。判别准则是，若t值大于临界值，则接受原假设即认为序列非平稳；若t值小于临界值，则接受备择假设认为序列平稳。

2.协整性检验。协整检验不要求原序列必须是平稳序列，只要能达到同阶单整合其线性组合平稳即认为序列协整。只有存在协整关系才能解决形式上相关而实际不相关的伪回归问题。多变量的协整检验常用Johansen方法，这种方法是由约翰森和居斯利斯一起提出的以向量自回归模型为基础的检验回归系数的方法。检验从不存在协整关系的零假设开始，然后是至多有1个协整向量，直到至多有k-1个协整向量，共需进行k次检验。

3.格兰杰检验。用来检验一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，可以验证理论宣称的因果关系在经验上的支持，Granger正是从预测的角度给出了这种方法。大致的步骤如下(以检验X是Y的原因为例)：首先，做Y关于本身滞后项的回归，这是一个受约束的回归。其次，在第一步的回归式中加入X的滞后项进行回归，这是无约束回归。再次，给出系数全为零的原假设和F检验统计量。最后，比较F统计量值和临界值的大小关系，如果大于则拒绝零假设即认为X是Y的原因。

4.断点检验。本文使用较为常用的虚拟变量法测度断点的是否存在。测度结构突变实际上是对测度截距变动和解释变量系数的综合运用。当变量序列存在明显的结构突变断点时一般有两种方法：利用断点时刻划分样本进行分段回归，再者可以在回归模型中加入一个虚拟变量与定量变量和断点观测差值的乘积项，作为一个单独的解释变量来测度回归模型中的断点问题。

5.自相关检验。我们可以利用所估计的回归方程残差序列的自相关和偏自相关来检验序列相关。构成时间序列的每个序列值之间的简单相关关系称为自相关，表示时间序列中相隔若干期的观测值间的相关程度；其他变量固定不变，只考虑其中两个变量间的相关关系称为偏相关，描述有一部分值给定的情况下，变量间的条件相关关系。具体操作时可观察自相关系数和偏相关系数的直方块是否超过虚线部分(表示显著性水平为0.05的置信带)，若超过说明存在序列相关。

6.异方差检验。主要衡量变量取值的波动程度是否稳定，有很多常用的检验异方差的方法，本文使用的是怀特检验法。该方法是由怀特在1980年提出的，通过建立辅助回归模型的方法来判断异方差性，它不需要关于异方差的任何先验知识，只要求在大样本的情况下即可。具体步骤如下：首先用最小二乘法估计模型，并计算出相应的残差平方，并作辅助回归模型。其次计算nR2，其中n为样本容量，R2为辅助回归函数中的未调整的决定系数。最后比较统计量nR2的值和卡方边界值的大小，如果大于则认为存在异方差。

7.多重共线性检验。多重共线性的存在将对参数估计、统计检验及模型估计值的可靠性、稳定性产生不利影响，因此要认真检验。相关系数检验法是检验多重共线性是否存在的最常用的方法，即对任何两个不同解释变量求简单相关系数，根据这个值的绝对值大小判断是否存在多重共线性。对于横截面数据来说，一般这个值不低于0.4则认为存在较强的多重共线性；而对于时间序列数据来说，这个值可以放大到0.8以上。

四、实证分析

(一)指标选择和数据处理

1.研究指标。因变量y选取出口商品总额来表示。自变量的选取如下：x1表示实际利用外商直接投资，x2表示对外投资净额，x3表示人民币兑美元汇率，x4表示社会消费品零售总额，x5表示国家关税总额,x6表示专科以上学历毕业生人数(衡量技术进步)和x7表示工业增加值比重(衡量产业结构)。

2.数据处理和软件使用。考虑数据的实时性和可获得性，人民币汇率数据的对比基数设为100美元；为了降低可能的异方差影响，分别对各个变量取自然对数lny和lnxi；所使用的软件为EViews6.0。

(二)计量探索

1.平稳性检验。时间序列的平稳性是时间序列计量分析有效性的基础，通过此检验可以确定序列的变化是趋势性的还是随机的。我们采用ADF检验法来进行，检验发现各序列本身所对应的统计量的值比相应的临界值都大，说明它们均为非平稳序列，分别进行一阶差分后发现变量出口商品总额、实际利用外商直接投资、对外投资净额、人民币兑美元汇率、社会消费品零售总额、国家关税总额、专科以上学历毕业生人数和工业增加值比重对应的ADF统计量的值都比临界值要小(其中专科以上学历毕业生人数对应的-1.57为最大统计量的值，都要小于1%临界值-1.56)，即各序列为一阶单整。

2.协整性检验。通过对平稳时间序列进行协整检验可以确定变量间是否存在长期均衡关系。由于是多变量的协整关系，我们采用最为常用的约翰森检验法来完成。检验发现“至多存在两个协整关系”的原假设所对应的P值为0，即拒绝原假设；“至多存在三个协整关系”的原假设所对应的P值为0.20，即接受原假设；综合以上两条说明各变量间恰好存在三个协整关系，因此可以对变量进行长期关系研究。

3.格兰杰检验。不同于协整检验变量间是否存在长期均衡关系，格兰杰常用来检验变量间的短期关系。根据赤池准则和施瓦茨准则满足最小值的要求我们确定滞后阶数为2，检验发现只存在三组因果关系：出口和对外投资净额以及人民币兑美元汇率均互为因果关系，而出口是消费的单向原因，反之不成立。具体情况如表1所示：(表中只列出了结论里含有“拒绝”的项，显著性水平为0.05)

建设并运营茶叶、咖啡、果蔬和食用菌等大宗农产品国际交易中心，经营的“云啡”牌咖啡、“八角亭”牌茶叶、“天使”土豆片系列产品等在国内外拥有较高的知名度和美誉度。

表1　Granger因果检验表

4.断点检验。虚拟变量法检验突变性一般是在模型中加入一个虚拟变量与定量变量和断点观测差值的乘积项进行回归，然后观察虚拟变量乘积项的t值是否能通过检验(远远大于临界值)。对于出口贸易来说有两个时间节点值得关注，那就是2002年的加入世贸组织和2008年的金融危机。在这两个节点的前后出口额发生了很大的变化，所以检验它们是不是断点很有必要。为此我们需要设定两个含有虚拟变量的模型，运用EViews6.0的估计结果分别为：

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

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

由回归结果发现，函数(1)里虚拟变量项的t值为17.8，远远大于临界值，所以可以认为2002年是我国出口量的一个结构突变点；函数(2)里虚拟变量项的t值为0.45，并不显著，所以2008年不适合作为突变点。

5.分段回归模型。由于2002可以作为出口的一个断点，所以我们将总体的数据列分成1994—2001年和2002—2014年两段分别做多元线性回归，能够产生两个不同的结论： 1994—2001段得不到有效的回归直线，说明线性关系很弱；而2002—2014段可以得到以下函数：

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

表2　模型(3)回归拟合结果

(2)统计推断检验。由表2知修正可决系数R2的值为0.98，说明此模型几乎解释了被解释变量的全部总变差；F统计量对应的P值为0，远远小于显著性水平0.05，说明回归方程是显著的；另外解释变量估计值所对应的P值都远远小于0.05，说明系数回归是显著的。

(3)计量经济学检验。首先来看自相关检验，运用相关图和Q统计量(取12阶滞后)检验发现不存在任何阶数的自相关；其次来看异方差检验，我们选用怀特检验法，此时输出X2的统计量的P值为0.43(远远大于0.05)，所以接受原假设(原假设为不存在异方差性)；最后来看多重共线性检验，由于各变量间的相关系数几乎都超过95%,具体表现为R2值高值低，这是存在多重共线性的明显特征，因此我们去掉变量x1、x2、x3、x5和x7后得到表4的结果。

五、结论和建议

本文在总结以往研究成果的基础上，通过对出口贸易的影响因素进行平稳性检验、协整性检验、格兰杰因果检验和断点检验等一系列计量工具的分析，得到以下结论及建议：

(一)建议

1.代表技术进步的专科以上学历毕业生人数与出口贸易额存在显著正相关性。回归系数表明高学历人才每增加1个百分点将会带动出口0.84个百分点的增长。目前，国家建设正处于深水期转型期，出口产品正由劳动密集型、资本密集型向技术和知识密集型产品转变，而这种转变成功的关键保障就是人才。有了人才就有了技术水平和创新能力，就能够创造出有自主品牌的高新技术企业，就能够真正优化出口商品结构。

2.出口和消费的协同变化关系不容忽视。回归系数表明出口每增加1个百分点将会带动居民消费1.2个百分点的增长。在“一带一路”国家大战略带动下，在未来若干年我们依然会重视出口贸易的作用，出口可以带来更多的外汇，那么老百姓就更富裕，才能更放心地消费。而反过来，消费对出口的促进作用具有复杂性和间接性，消费能给企业带来效益，有了资金就有了创新和品牌，就能带动出口。

3.出口与对外直接投资关系复杂。小岛清的互补模型认为出口与对外直接投资存在着一定程度上的互补关系。在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，对外直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方比较优势的态势，从而直接创造对外贸易。反之，出口增加了，上下游产品和配套设施的要求也增加了，从而促进了对外直接投资。

4.因为协整的存在，其他因素和出口的关系不可忽略。对于外商直接投资，我们要做好适度的政策引导和优惠，将这些资金引导到科技含量高的高新技术企业上来，力求通过国外技术外溢达到形成自己核心竞争力的目的；对于人民币汇率，经过十多年的半市场化改革汇率已经趋于相对稳定，以后仍然要坚持稳健的汇率政策不动摇；对于工业增加值，我们要把重心更多的转移到附加值高、有核心知识产权的知识和技术密集型的产业和产品上来。

(二)结论

1.平稳性检验说明出口商品总额(y)、实际利用外商直接投资(x1)、对外投资净额(x2)、人民币兑美元汇率(x3)、社会消费品零售总额(x4)、国家关税总额(x5)、专科以上学历毕业生人数(x6)和工业增加值比重(x7)八个变量经一阶差分后均变为平稳时间序列。

2.平稳性检验发现各变量原序列均非平稳，经过一阶差分后变成了平稳序列，即它们是同为一阶单整，这为协整检验奠定了基础。通过约翰森检验发现这八个变量是协整的，说明模型不存在伪回归现象并存在长期均衡关系。

3.通过格兰杰因果检验我们可以得出的结论是出口和对外投资净额的滞后值能互相解释，出口和人民币兑美元汇率的滞后值也能互相解释，而出口的滞后值只能单向解释消费，反之不成立。

[参考文献]

[1]李文.引进外资与中国出口长期影响因素分析[J].统计与决策，2009，(11)：103—105.

[2]鲁晓东，等.中国的出口潜力及其影响因素[J].数量经济技术经济研究，2010，(10):21—35.

[3]金洪飞，等.国际金融危机对中国出口贸易的影响[J].国际金融研究,2011，(9):58—68.

[4]韩家彬，等.进出口贸易、FDI对金砖5国经济增长影响比较研究[J].国际贸易问题，2012，(11):66—73.

[5]卫瑞，等.全球价值链视角下中国增加值出口及其影响因素[J].数量经济技术经济研究,2015，(7):3—20.

[6]林吉双，等.广东省出口贸易影响因素的实证分析[J].国际经贸探索，2008，(9):20—24.

[7]刘旭晔，等.广西外贸出口影响因素分析[J].学术论坛，2013，(10):162—166.

[8]孙敬水.中级计量经济学[M].上海:上海财经大学出版社,2009:233—287.

〔责任编辑：张毫〕

[中图分类号]F0

[文献标志码]A

[文章编号]1000-8284(2016)04-0078-05

[作者简介]孙大岩(1980—)，男，辽宁朝阳人，讲师，硕士，从事宏观经济统计分析研究。

[基金项目]内蒙古财政厅决策咨询项目(201507)；内蒙古自治区高校科研项目(NJSY179)

[收稿日期]2016-01-15