中國出口貿易依存度實證分析

石碧濤

摘要：文章以GDP中第三產業(yè)的比重，加工貿易出口額占總出口額的比重和匯率比價為解釋變量，分析了它們對1981—2011年我國出口依存度的影響。結果表明：GDP中第三產業(yè)的比重越高，匯率比價越大，出口依存度越高。而傳統(tǒng)觀點認為的對出口依存度產生正向影響的因素—加工貿易出口額占總出口額的比重作用并不明顯。

關鍵詞：中國 貿易依存度 協(xié)整檢驗 科克倫—奧克特兩步法

一、引言及文獻回顧

外貿依存度的測算方法最早由世界銀行等國際性經濟組織在二戰(zhàn)結束后在其發(fā)表的研究報告中提出。當時，為了推動各國市場的開放，世界銀行等國際性經濟組織紛紛在其研究報告中列入有關對外貿易依存度和跨國比較的內容。當時的測算方法主要是采用比率法， 即一國商品對外貿易額占該國國內生產總值（GDP）的比值（即傳統(tǒng)的比率法）。但是很快人們便開始注意到對外貿易比率法在實證分析中的局限性。著名經濟學家錢納里發(fā)現(xiàn)，對于人口較多的國家，對外貿易比率普遍較低；而庫茲涅茨（S. Kuznets）則從統(tǒng)計學的角度指出，對外貿易比率與國家的國民收入之間存在負相關關系。因此，對外貿易比率法并不能真實反映一國的貿易開放程度?；蛘哒f，只有在諸如人均 GDP、經濟地理位置、人口規(guī)模等因素相近的國家之間，以對外貿易比率法度量貿易開放度和進行跨國比較才有意義。

此后，從20世紀60—70年代起，圍繞貿易開放度的度量方法，國內外涌現(xiàn)了許多新看法和觀點。主要有兩類：一是對比率法作局部調整和修改，如強調用購買力平價匯率（PPP）計算各國GDP，以減少因名義匯率扭曲所造成的影響等，國內的學者如許統(tǒng)生（2003）提出了修正比率法，沈利生（2003）提出了總活動法； 二是認為度量貿易依存度應立足于貿易政策，不僅要度量關稅措施，而且要度量非關稅措施。九十年代后出現(xiàn)的度量貿易開放度的方法包括指標法和回歸方程法，前者分別有道拉斯（Dollars，1992）、薩克斯（Sachs）和瓦諾（Warner） （1995），以及愛德華茲（Edwards，1989）所提出的三種觀點，后者包括 Harrison （1996）回歸法、Patrick （1998） 回歸法等。

需要指出的是，指標法旨在修正貿易依存度的可比性（包括橫向和縱向比較），使該指標更精確。但對于影響貿易依存度的因素缺乏定量分析。從這個角度上講，本文認為回歸方程法更有利于認清貿易依存度的本質和影響它的內在因素。因此，本文擬采用實證回歸方法來研究中國貿易依存度。Patrick（1998）回歸法選取了GDP（包括一次項和平方項）、各國人口數(shù)以及人均GDP的平方作為解釋變量，來考察各國的貿易依存度并進行國際橫向比較。本文研究的是中國出口貿易依存度，并無國際橫向比較的需要，因此，在變量選取時不考慮我國的人口數(shù)。段小檢（2006）選取匯率（人民幣對日元）、外商直接投資（FDI）和GDP作為解釋變量，利用OLS對1985—2004年我國外貿依存度進行了實證分析。綜合來看，匯率、GDP和加工貿易的比重大小可能是影響我國出口貿易依存度的關鍵因素，因此本文選取了與它們直接相關聯(lián)的三個指標。另外，本文的被解釋變量是中國出口貿易依存度，而沒有采用通常的貿易依存度（一般來說，貿易依存度等于出口依存度和進口依存度之和）。

二、數(shù)據來源及說明

（一）國內生產總值（GDP）

文中所用的GDP數(shù)據并未進行物價指數(shù)處理，理由是：因變量（出口依存度）和自變量（服務業(yè)占GDP的比例，加工貿易出口額占總貿易出口額的比例）都是比率形式。價格指數(shù)對分子分母的影響是同步的。采用比率形式可以不受價格指數(shù)波動的影響。另外一個考慮是，GDP的國際橫向比較是需要進行物價調整及匯率調整的，本文不需要進行GDP或者出口貿易依存度的橫向國際比較，因此不需要進行物價指數(shù)調整。

（二）加工貿易額及加工貿易出口額

加工貿易與一般貿易不同，主要表現(xiàn)在：在進口環(huán)節(jié)中，加工貿易進口的多為原材料、中間產品等，進口的目的是為了在國內加工后再出口。而一般貿易進口的多是制成品、最終消費品；在出口環(huán)節(jié)上，加工貿易的產品在國內的增值部分少，國內的利潤只有少量的加工費。而一般貿易出口的產品在國內的增值較多；一般貿易出口屬于本國的原產產品，而加工貿易出口在很大程度上屬于國外的產品。另外，進行加工貿易的多為外資或三資企業(yè)，而進行一般貿易的則多為本國企業(yè)。為了考察加工貿易可能存在的對出口依存度的影響，文章將加工貿易中屬于出口的部分單列出來，從而剔除加工貿易中屬于進口部分的影響。

（三）匯率

本文采用的匯率是采用國家統(tǒng)計年鑒（2012）公布的人民幣對美元的年平均匯價（中間價）數(shù)據，即所謂的名義匯率。很多學者（如魏建國（2005））認為，在考察匯率對貿易依存度的影響時，應該采用購買力平價匯率（PPP）或實際匯率來分析。對于這點，本文認為，經過PPP調整的過程實際上就是在歷年名義匯率的基礎上除以某個轉換因子（如2001年世界銀行公布的轉換因子是1.88）。如果各年的匯率都進行這樣的調整，最終的匯率指數(shù)（當期年份的名義匯率與基期年份的名義匯率相比）和不調整是相同的。另外，沈利生（2005）從另外的角度說明了PPP調整匯率的不適用性。實際匯率也是一個頗具爭議的問題，目前還沒有統(tǒng)一的計算方法，各種方法所考察的重點不一樣，不具有可比性。因此，為了避免卷入這樣的爭議中，本文也不采用實際匯率數(shù)據。

三、變量的選取和模型設定

（一）被解釋變量：出口依存度（Ln（EXGDP））

計算外貿出口依存度（下稱出口依存度）采用的公式是：出口依存度（Exgdp）=出口貿易額/GDP。出口貿易額和GDP均采用以人民幣計算的數(shù)據。這些數(shù)據都以當年價格計算，兩者都不需要進行物價指數(shù)調整，理由已在前文說明。為了減少出現(xiàn)異方差的可能性，本文所有變量均采用對數(shù)形式。

（二）解釋變量

1、GDP中第三產業(yè)的比重（Ln（SERGDP））

很多學者都認為，第三產業(yè)在GDP中所占的比重會影響出口依存度（而且認為兩者之間是反方向變動的關系）。為了考察第三產業(yè)在GDP中所占的比重大小是否真正以及在多大程度上影響出口依存度，本文選取該變量作為模型的解釋變量之一。

2、加工貿易出口額占總出口額的比重（Ln（PROTEX））

一般的觀點認為，加工貿易出口額占總出口額的比重越大，則出口依存度越大。為了驗證這種觀點正確與否，文章將該變量納入到模型的初始變量中。國家統(tǒng)計局公布的加工貿易出口額數(shù)據截至到2008年，2009年及以后年份的加工貿易出口額數(shù)據由作者根據海關公布的數(shù)據整理而來。

3、匯率比價（Ln（EXRATEI））

這里采用的匯率是由國家統(tǒng)計局（2012）公布的人民幣對美元的平均匯率（中間價）。由于國家統(tǒng)計局公布的匯率只有1985—2011年的數(shù)據，筆者自行換算了1981—1984年四年的匯率（采用統(tǒng)計局公布的分別以人民幣和美元計算的進出口額進行換算）。另外，為了消除物價因素影響，采用與基年匯率的比值來計算歷年的匯率指數(shù)。令1981年的基年匯率為1，其他年度與1981年相比得到各年的匯率指數(shù)。

（三）模型設定

本文認為，我國出口依存度受到第三產業(yè)占GDP的比重、加工貿易出口額占外貿總出口額的比重以及人民幣匯率比價的影響。因此文章擬進行回歸的初步模型為：

Ln（EXGDP）t=β1+β2·Ln（PROTEX）t+β3·Ln（SERGDP）t

+β4·Ln（EXRATEI）t+εt

其中t表示年份，εt表示隨機干擾項。

四、模型回歸與檢驗

（一）單位根檢驗和協(xié)整檢驗

1、單位根檢驗

在使用歷年的出口依存度數(shù)據之前，考慮到時間序列數(shù)據的平穩(wěn)性，先對其進行單位根檢驗。結果如表1：

根據檢驗結果，解釋變量和被解釋變量的ADF統(tǒng)計值不顯著，即原數(shù)據有單位根，是不平穩(wěn)的。為了獲得平穩(wěn)數(shù)據序列，可對原數(shù)據進行一階差分，得到差分序列。然后再進行平穩(wěn)性的單位根檢驗。結果如表2：

結果表明，各變量的一階差分序列的ADF統(tǒng)計值是顯著的，即一階差分序列沒有單位根，是平穩(wěn)的。因此，出口依存度（Ln（EXGDP）），匯率比價（Ln（EXRATEI）），加工貿易出口額占外貿總出口額的比重（Ln（PROTEX））和第三產業(yè)占GDP的比重（Ln（SERGDP））均為一階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

2、協(xié)整檢驗

按照恩格爾—葛蘭杰（EG）檢驗的步驟進行檢驗。先由Ln（EXGDP） 對Ln（EXRATEI），Ln（PROTEX）和Ln（SERGDP）進行OLS回歸，估計結果如下：

（1）

其中，R2=0.7759，D.W.= 0.5908，F(xiàn)=31.1525（括號內為相應系數(shù)的t值）

上述回歸的殘差的ADF檢驗結果如表3：

結果表明，在5%水平下，Ln（EXRATEI），Ln（PROTEX）及Ln（SERGDP）和Ln（EXGDP） 之間存在協(xié)整關系（滯后1期）。

（二）自相關檢驗和模型設定檢驗

回歸方程式（1）的其他結果如表4：

另外， R2=0.8739，D.W.= 0.5891。從回歸報告結果來看，有兩點必須引起注意：第一，加工貿易出口額占比（Ln（PROTEX））的系數(shù)不顯著，這表明可能存在模型設立誤差或者多重共線性問題；第二，R2大于D.W.值，說明回歸可能存在自相關。

1、模型設立誤差

從上述回歸結果中可知，變量加工貿易出口額占比的系數(shù)不顯著。為了考察Ln（PROTEX）是否能夠解釋出口依存度的變異，下文做有約束的F檢驗（原假設：加工貿易出口額占比（Ln（PROTEX））的系數(shù)為0）。F（1，27）=1.54（其中，m=1，n=31，k=4）。通過查閱F統(tǒng)計量的臨界值表可知，在1%、5%和10%水平上都不顯著，從而接受原假設。說明可以將Ln（PROTEX）從原模型中剔除，即加工貿易出口額占比的變化不會對我國出口依存度產生影響。

為了檢驗模型在剔除Ln（PROTEX）后是否存在設定誤差，可以做Ramset檢驗。將Ramset檢驗用到的擬合值的二次、三次和四次冪作為增補的回歸元引入模型，重新做增補回歸，通過查閱Ramset檢驗用到的F值臨界表可以看出，得到的F值都不顯著，說明剔除Ln（PROTEX）后的模型不存在設定誤差。剔除Ln（PROTEX）后由第三產業(yè)占GDP的比重、匯率比價對出口依存度重新做回歸得到：

（2）

其中：R2=0.8651，D.W.= 0.4787，F(xiàn)=89.7806（括號內為相應系數(shù)的t值）。在上述回歸中，仍然存在R2大于D.W.值的問題，因此要做自相關檢驗。

2、自相關檢驗

直觀上，由于R2大于D.W.值，可能提供了存在自相關的信息。為此必須進行自相關檢驗。本文通過用兩種方法進行檢驗。

（1）D-W檢驗

上述回歸的樣本數(shù)量為： n=31，不含截距項的因變量個數(shù)為：k=3。通過查閱德賓—沃森d統(tǒng)計量表，得到D.W.= 0.478701< dU。根據修訂的d檢驗程序，在1%和5%水平下拒絕不存在一階正自相關的假設，即存在一階正自相關。

（2）RACH效應檢驗

利用（1）式的回歸殘差進行ARCH檢驗，檢驗結果如表5：

從上述結果中可以看到，（2）式的回歸殘差存在ARCH（1）效應。

綜合來看，（2）式的回歸中確實存在自相關。為了消除自相關，本文采用科克倫-奧克特兩步法：

利用（2）式得到的殘差，進行回歸可得：residt=0.8451·residt-1（resid為（2）式回歸得到的殘差，t表示期數(shù)）。由此得到ρ= 0.8451。然后作差分回歸：

Ln（EXGDP）t-ρLn（EXGDP）t-1=β1（1-ρ）+β2·[Ln（SERGDP）t-ρ·Ln（SERGDP）t-1]+β3·[Ln（EXRATEI）t-ρLn（EXRATEI）t-1]+Vt（3）

Vt 表示殘差項。其中，回歸式（3）中所用的變量的第一次觀察值采用普萊斯—溫斯滕變換（Prais—Winsten transformation）。

回歸結果如表6所示。其中：R2=0.8268，D.W.=1.4839，F(xiàn)= 66.8314。

為了檢驗經過廣義變換回歸后的模型是否還存在自相關，需要對（3）式進行游程檢驗。正的殘差項數(shù)為n1=16， 負的殘差項數(shù)為n2=15，總的殘差數(shù)為n=n1+n2=31。游程個數(shù)為：k=18。游程的均值為：E（k）=16.48。方差為：σ2k=7.48。95%的置信區(qū)間為：（11.12，21.84），k值落入此區(qū)間內，因此不拒絕原假設，即廣義變換回歸（3）式的殘差相互獨立，從而基本上消除了原回歸（2）中的自相關。

文章最終采用的模型為：出口依存度只受第三產業(yè)在GDP的占比和人民幣匯率比價的影響，即

PLn（EXGDP）t=β1+β2·PLn（SERGDP）+β3·PLn（EXRATEI）t

（ 其中，PLnEXGDP，PLnSERGDP，PLnEXRATEI和PLnPROTEX表示經過變換后的因、自變量）

帶入系數(shù)后得到的回歸模型為：

PLn（EXGDP）t=-0.2559+1.3070·PLn（SERGDP）t+0.9481

·PLn（EXRATEI）t（4）

（三）最終模型的確立

為了檢驗模型（4）的適用性，再次對其進行協(xié)整檢驗。得到的ADF值為：-3.808120（滯后階數(shù)為0），通過查閱相應的臨界值表可以得到，在5%水平下拒絕回歸殘差具有單位根的假設。因此，模型（4）變量之間具有協(xié)整關系，表明此次所做的回歸有效。

將（4）式中的變量還原后得到的估計模型為：

Ln（EXGDP）t=-0.2559+1.3070·Ln（SERGDP）

-1.1046·Ln（SERGDP）t-1+0.9481·Ln（EXRATEI）t

-0.0801Ln（EXTRATEI）t-1+0.8451Ln（EXGDP）t-1

五、結論及政策評價

（一）服務貿易占GDP的比重對出口依存度的影響是正向的

這一點與傳統(tǒng)的觀點正好相反。傳統(tǒng)的觀點認為，服務貿易占GDP的比重越大，出口依存度越小。持這種觀點的理由是，服務業(yè)的可貿易程度低，服務業(yè)的比重越大，說明可用來貿易的物品價值越小，從而以出口貨物貿易計算的出口貿易依存度就低。實際上，對于這種觀點有兩點值得思考：

第一，服務業(yè)中的交通運輸、倉儲、郵政業(yè)，金融業(yè)可能與貨物出口有很緊密的相關度。交通運輸、倉儲行業(yè)一般是與一國的出口貿易緊密聯(lián)系的。一般來說，出口貿易額越大，越能帶動交通運輸和倉儲業(yè)的發(fā)展，從而交通運輸、倉儲行業(yè)的貢獻值越大。對于金融業(yè)，雖然其在服務業(yè)中所占的比重比較小，但同樣與出口貿易緊密相連，如出口貨物絕大多數(shù)都要投保，保險公司的保費收入一部分來自于出口貨物的保險費；貨款的結算是要通過銀行來進行的，銀行業(yè)的中間業(yè)務收入中一部分來自于出口貨款的結算。另外，在服務業(yè)中的“其他”一欄所占的比重比較大（1981—2011年間該比例一直在25%以上，從2000年開始一直保持在36%以上①），而這一欄中也可能包含與出口貿易緊密相關的行業(yè)或產業(yè)。因此，并不能簡單認為服務業(yè)可貿易程度低，從而其所占GDP的比重大導致出口依存度越小。

第二，假定“服務業(yè)的可貿易程度低，服務業(yè)的比重越大，可用來貿易的物品價值越小，即出口貿易額越小”這一觀點成立，也不能就此認為出口貿易依存度就低。根據出口依存度的計算公式：出口貿易額/GDP，按照支出法計算的GDP中也包含出口貿易項，即在出口依存度的計算公式中，分子分母都包含有出口貿易，如果出口貿易的值減小，則帶來的影響可能是不確定的。

有鑒于此，傳統(tǒng)的觀點并不一定成立。而本文通過回歸模型得到的結論是：服務貿易占GDP的比重越大，出口貿易依存度越高。

（二）匯率與出口貿易依存度存在正相關的關系

這一點與傳統(tǒng)的觀點一致。這里的匯率是指直接標價法下美元兌人民幣的匯率。一般來說，匯率越高，本幣比值越小，從而以本幣表示的本國貨物越便宜，出口量越大，因此出口依存度越高。

（三）加工貿易出口額在總出口貿易額中的比重大小對出口依存度不存在顯著的影響

傳統(tǒng)的觀點認為加工貿易在出口貿易額中的比重越大，出口依存度越高。但這種邏輯不成立。加工貿易出口越大，在一般貿易和其它貿易出口不變的前提下，總出口貿易額越大，從而出口依存度越高。但同時，一般貿易和其它貿易出口的增加也會使總出口貿易額增大從而提高出口依存度。因此，總出口額中任何一項構成的增加都會使總出口額增加從而使出口依存度增加。并不能單單認為加工貿易的比重越大，出口依存度就越高。

注：

①根據國家統(tǒng)計局（2012）發(fā)布的“第三產業(yè)增加值構成”數(shù)據。

參考文獻：

[1]段小檢.中國外貿依存度的實證分析（1985年—2004年）[C].華中科技大學碩士論文，2006