斷點(diǎn)前后中國(guó)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(jì)管理學(xué)院， 內(nèi)蒙古 通遼 028000)

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國(guó)家安全研究

斷點(diǎn)前后中國(guó)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(jì)管理學(xué)院， 內(nèi)蒙古 通遼 028000)

[摘要]傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為出口是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)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(shí)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(gè)特殊點(diǎn)，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和斷點(diǎn)檢驗(yàn)等多個(gè)計(jì)量工具分階段對(duì)出口的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)各變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系：由于因果關(guān)系的存在，出口會(huì)影響對(duì)外投資凈額和人民幣兌美元匯率，反之也成立；社會(huì)消費(fèi)品零售總額和?？埔陨蠈W(xué)歷畢業(yè)生人數(shù)兩個(gè)因素對(duì)外貿(mào)出口存在較強(qiáng)的正向促進(jìn)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(huì)以來(lái)的20多年里，中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(zhǎng)到了2014年的23 422.9億美元，而且對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)一直占據(jù)較大份額。然而自從2008年次貸危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，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(guó)家“一帶一路”和“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)”的大戰(zhàn)略背景下，更加有效地繼續(xù)推進(jìn)出口對(duì)于促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展顯得尤為迫切。

李文(2009)通過(guò)建立中國(guó)分類出口增長(zhǎng)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(guó)出口[1]；盧曉東等(2010)利用隨機(jī)前沿引力模型估計(jì)了中國(guó)的出口水平和出口潛力，確認(rèn)了中國(guó)出口的需求拉動(dòng)特征[2]；金洪飛等(2011)運(yùn)用季度面板數(shù)據(jù)模型分析得出國(guó)際金融危機(jī)較匯率對(duì)出口的影響更為顯著[3]；韓家彬等(2012)運(yùn)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素[4]；衛(wèi)瑞等(2015)采用MRIO模型測(cè)算出影響中國(guó)出口值增加的三個(gè)主要因素是外需來(lái)源地結(jié)構(gòu)變動(dòng)、中國(guó)前向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)變動(dòng)和外需規(guī)模變動(dòng)[5]；林吉雙等(2008)運(yùn)用協(xié)整合誤差修正模型實(shí)證分析認(rèn)為出口退稅政策對(duì)廣東省出口影響最為顯著[6]；劉旭曄等(2013)運(yùn)用主成分分析法得出就業(yè)人口、經(jīng)濟(jì)對(duì)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(kāi)放經(jīng)濟(jì)特征，又有反映國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)特征的有代表性的若干個(gè)進(jìn)行平穩(wěn)性、協(xié)整性、因果性、突變性和分段回歸等計(jì)量分析，從而找出我國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展中存在的問(wèn)題，并給出相應(yīng)的對(duì)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(guó)由商品經(jīng)濟(jì)正式轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌?chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，標(biāo)志著商品自由化和貿(mào)易國(guó)際化的真正實(shí)現(xiàn)，這大大促進(jìn)了出口的發(fā)展。出口貿(mào)易22年來(lái)的發(fā)展變化可以通過(guò)圖1來(lái)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(guó)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(shì)上來(lái)說(shuō)出口貿(mào)易是不斷增加的，但是有兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)值得關(guān)注，那就是2002年和2008年。在2002年之前出口額增長(zhǎng)較為緩慢，而在加入WTO之后，出口額開(kāi)始出現(xiàn)大幅增長(zhǎng)；2008金融危機(jī)爆發(fā)后，出口受到很大沖擊，出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，經(jīng)過(guò)幾年調(diào)整后有所增加，但是增長(zhǎng)率有所下降。所以我們分三階段來(lái)考慮出口發(fā)展情況。

(一)第一階段：1994—2001年

這幾年，我國(guó)實(shí)現(xiàn)了真正意義上的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)：資源配置以市場(chǎng)為基礎(chǔ)，企業(yè)成為了獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)主體。由于包括勞動(dòng)力在內(nèi)的生產(chǎn)要素較為充裕和低廉，所以我國(guó)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(dòng)密集型產(chǎn)品。

(二)第二階段：2002—2007年

加入WTO使得我國(guó)和世界完全接軌，市場(chǎng)的巨大潛力在我國(guó)資金充裕和較高勞動(dòng)力素質(zhì)等優(yōu)勢(shì)下得以充分顯現(xiàn)。這個(gè)階段初級(jí)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(jī)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(jī)不小的沖擊，2009年甚至出現(xiàn)了多年未見(jiàn)的負(fù)增長(zhǎng)。其中勞動(dòng)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(shuō)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(lái)源與方法基礎(chǔ)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)源于中華人民共和國(guó)各年份統(tǒng)計(jì)公報(bào)、統(tǒng)計(jì)年鑒和中華人民共和國(guó)海關(guān)信息網(wǎng)。

(二)方法基礎(chǔ)[8]

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF方法是檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的較為常用的方法，此方法多用于擾動(dòng)項(xiàng)存在序列相關(guān)的情況，是增廣的迪基—富勒檢驗(yàn)。大致的步驟如下：首先，將差分序列對(duì)一階滯后項(xiàng)進(jìn)行最小二乘回歸，得到系數(shù)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的t值。其次，給出關(guān)于一階滯后項(xiàng)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(jìn)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(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)不要求原序列必須是平穩(wěn)序列，只要能達(dá)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(shí)際不相關(guān)的偽回歸問(wèn)題。多變量的協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)回歸系數(shù)的方法。檢驗(yàn)從不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開(kāi)始，然后是至多有1個(gè)協(xié)整向量，直到至多有k-1個(gè)協(xié)整向量，共需進(jìn)行k次檢驗(yàn)。

3.格蘭杰檢驗(yàn)。用來(lái)檢驗(yàn)一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因，可以驗(yàn)證理論宣稱的因果關(guān)系在經(jīng)驗(yàn)上的支持，Granger正是從預(yù)測(cè)的角度給出了這種方法。大致的步驟如下(以檢驗(yàn)X是Y的原因?yàn)槔?：首先，做Y關(guān)于本身滯后項(xiàng)的回歸，這是一個(gè)受約束的回歸。其次，在第一步的回歸式中加入X的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，這是無(wú)約束回歸。再次，給出系數(shù)全為零的原假設(shè)和F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。最后，比較F統(tǒng)計(jì)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(diǎn)檢驗(yàn)。本文使用較為常用的虛擬變量法測(cè)度斷點(diǎn)的是否存在。測(cè)度結(jié)構(gòu)突變實(shí)際上是對(duì)測(cè)度截距變動(dòng)和解釋變量系數(shù)的綜合運(yùn)用。當(dāng)變量序列存在明顯的結(jié)構(gòu)突變斷點(diǎn)時(shí)一般有兩種方法：利用斷點(diǎn)時(shí)刻劃分樣本進(jìn)行分段回歸，再者可以在回歸模型中加入一個(gè)虛擬變量與定量變量和斷點(diǎn)觀測(cè)差值的乘積項(xiàng)，作為一個(gè)單獨(dú)的解釋變量來(lái)測(cè)度回歸模型中的斷點(diǎn)問(wèn)題。

5.自相關(guān)檢驗(yàn)。我們可以利用所估計(jì)的回歸方程殘差序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)來(lái)檢驗(yàn)序列相關(guān)。構(gòu)成時(shí)間序列的每個(gè)序列值之間的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系稱為自相關(guān)，表示時(shí)間序列中相隔若干期的觀測(cè)值間的相關(guān)程度；其他變量固定不變，只考慮其中兩個(gè)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(shí)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(guò)虛線部分(表示顯著性水平為0.05的置信帶)，若超過(guò)說(shuō)明存在序列相關(guān)。

6.異方差檢驗(yàn)。主要衡量變量取值的波動(dòng)程度是否穩(wěn)定，有很多常用的檢驗(yàn)異方差的方法，本文使用的是懷特檢驗(yàn)法。該方法是由懷特在1980年提出的，通過(guò)建立輔助回歸模型的方法來(lái)判斷異方差性，它不需要關(guān)于異方差的任何先驗(yàn)知識(shí)，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(jì)模型，并計(jì)算出相應(yīng)的殘差平方，并作輔助回歸模型。其次計(jì)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(jì)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(yàn)。多重共線性的存在將對(duì)參數(shù)估計(jì)、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)及模型估計(jì)值的可靠性、穩(wěn)定性產(chǎn)生不利影響，因此要認(rèn)真檢驗(yàn)。相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法是檢驗(yàn)多重共線性是否存在的最常用的方法，即對(duì)任何兩個(gè)不同解釋變量求簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，根據(jù)這個(gè)值的絕對(duì)值大小判斷是否存在多重共線性。對(duì)于橫截面數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)，一般這個(gè)值不低于0.4則認(rèn)為存在較強(qiáng)的多重共線性；而對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)，這個(gè)值可以放大到0.8以上。

四、實(shí)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(lái)表示。自變量的選取如下：x1表示實(shí)際利用外商直接投資，x2表示對(duì)外投資凈額，x3表示人民幣兌美元匯率，x4表示社會(huì)消費(fèi)品零售總額，x5表示國(guó)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(jìn)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?？紤]數(shù)據(jù)的實(shí)時(shí)性和可獲得性，人民幣匯率數(shù)據(jù)的對(duì)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(duì)各個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)lny和lnxi；所使用的軟件為EViews6.0。

(二)計(jì)量探索

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。時(shí)間序列的平穩(wěn)性是時(shí)間序列計(jì)量分析有效性的基礎(chǔ)，通過(guò)此檢驗(yàn)可以確定序列的變化是趨勢(shì)性的還是隨機(jī)的。我們采用ADF檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各序列本身所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量的值比相應(yīng)的臨界值都大，說(shuō)明它們均為非平穩(wěn)序列，分別進(jìn)行一階差分后發(fā)現(xiàn)變量出口商品總額、實(shí)際利用外商直接投資、對(duì)外投資凈額、人民幣兌美元匯率、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、國(guó)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(duì)應(yīng)的ADF統(tǒng)計(jì)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(duì)應(yīng)的-1.57為最大統(tǒng)計(jì)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(yàn)。通過(guò)對(duì)平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)可以確定變量間是否存在長(zhǎng)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(yàn)法來(lái)完成。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“至多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)所對(duì)應(yīng)的P值為0，即拒絕原假設(shè)；“至多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)所對(duì)應(yīng)的P值為0.20，即接受原假設(shè)；綜合以上兩條說(shuō)明各變量間恰好存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此可以對(duì)變量進(jìn)行長(zhǎng)期關(guān)系研究。

3.格蘭杰檢驗(yàn)。不同于協(xié)整檢驗(yàn)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，格蘭杰常用來(lái)檢驗(yàn)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(yàn)發(fā)現(xiàn)只存在三組因果關(guān)系：出口和對(duì)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(fèi)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(xiàng)，顯著性水平為0.05)

建設(shè)并運(yùn)營(yíng)茶葉、咖啡、果蔬和食用菌等大宗農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際交易中心，經(jīng)營(yíng)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(guó)內(nèi)外擁有較高的知名度和美譽(yù)度。

表1　Granger因果檢驗(yàn)表

4.斷點(diǎn)檢驗(yàn)。虛擬變量法檢驗(yàn)突變性一般是在模型中加入一個(gè)虛擬變量與定量變量和斷點(diǎn)觀測(cè)差值的乘積項(xiàng)進(jìn)行回歸，然后觀察虛擬變量乘積項(xiàng)的t值是否能通過(guò)檢驗(yàn)(遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值)。對(duì)于出口貿(mào)易來(lái)說(shuō)有兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)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(jī)。在這兩個(gè)節(jié)點(diǎn)的前后出口額發(fā)生了很大的變化，所以檢驗(yàn)它們是不是斷點(diǎn)很有必要。為此我們需要設(shè)定兩個(gè)含有虛擬變量的模型，運(yùn)用EViews6.0的估計(jì)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(xiàng)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(guó)出口量的一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)；函數(shù)(2)里虛擬變量項(xiàng)的t值為0.45，并不顯著，所以2008年不適合作為突變點(diǎn)。

5.分段回歸模型。由于2002可以作為出口的一個(gè)斷點(diǎn)，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(gè)不同的結(jié)論： 1994—2001段得不到有效的回歸直線，說(shuō)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(jì)推斷檢驗(yàn)。由表2知修正可決系數(shù)R2的值為0.98，說(shuō)明此模型幾乎解釋了被解釋變量的全部總變差；F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于顯著性水平0.05，說(shuō)明回歸方程是顯著的；另外解釋變量估計(jì)值所對(duì)應(yīng)的P值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，說(shuō)明系數(shù)回歸是顯著的。

(3)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。首先來(lái)看自相關(guān)檢驗(yàn)，運(yùn)用相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量(取12階滯后)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不存在任何階數(shù)的自相關(guān)；其次來(lái)看異方差檢驗(yàn)，我們選用懷特檢驗(yàn)法，此時(shí)輸出X2的統(tǒng)計(jì)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(lái)看多重共線性檢驗(yàn)，由于各變量間的相關(guān)系數(shù)幾乎都超過(guò)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(guò)對(duì)出口貿(mào)易的影響因素進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和斷點(diǎn)檢驗(yàn)等一系列計(jì)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(jìn)步的專科以上學(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?；貧w系數(shù)表明高學(xué)歷人才每增加1個(gè)百分點(diǎn)將會(huì)帶動(dòng)出口0.84個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng)。目前，國(guó)家建設(shè)正處于深水期轉(zhuǎn)型期，出口產(chǎn)品正由勞動(dòng)密集型、資本密集型向技術(shù)和知識(shí)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(fèi)的協(xié)同變化關(guān)系不容忽視?；貧w系數(shù)表明出口每增加1個(gè)百分點(diǎn)將會(huì)帶動(dòng)居民消費(fèi)1.2個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng)。在“一帶一路”國(guó)家大戰(zhàn)略帶動(dòng)下，在未來(lái)若干年我們依然會(huì)重視出口貿(mào)易的作用，出口可以帶來(lái)更多的外匯，那么老百姓就更富裕，才能更放心地消費(fèi)。而反過(guò)來(lái)，消費(fèi)對(duì)出口的促進(jìn)作用具有復(fù)雜性和間接性，消費(fèi)能給企業(yè)帶來(lái)效益，有了資金就有了創(chuàng)新和品牌，就能帶動(dòng)出口。

3.出口與對(duì)外直接投資關(guān)系復(fù)雜。小島清的互補(bǔ)模型認(rèn)為出口與對(duì)外直接投資存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系。在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，對(duì)外直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方比較優(yōu)勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造對(duì)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(jìn)了對(duì)外直接投資。

4.因?yàn)閰f(xié)整的存在，其他因素和出口的關(guān)系不可忽略。對(duì)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(lái)，力求通過(guò)國(guó)外技術(shù)外溢達(dá)到形成自己核心競(jìng)爭(zhēng)力的目的；對(duì)于人民幣匯率，經(jīng)過(guò)十多年的半市場(chǎng)化改革匯率已經(jīng)趨于相對(duì)穩(wěn)定，以后仍然要堅(jiān)持穩(wěn)健的匯率政策不動(dòng)搖；對(duì)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(shí)產(chǎn)權(quán)的知識(shí)和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品上來(lái)。

(二)結(jié)論

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)說(shuō)明出口商品總額(y)、實(shí)際利用外商直接投資(x1)、對(duì)外投資凈額(x2)、人民幣兌美元匯率(x3)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額(x4)、國(guó)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(gè)變量經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)時(shí)間序列。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各變量原序列均非平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)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(yàn)奠定了基礎(chǔ)。通過(guò)約翰森檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)這八個(gè)變量是協(xié)整的，說(shuō)明模型不存在偽回歸現(xiàn)象并存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)我們可以得出的結(jié)論是出口和對(duì)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(fèi)，反之不成立。

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〔責(zé)任編輯：張毫〕

[中圖分類號(hào)]F0

[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

[文章編號(hào)]1000-8284(2016)04-0078-05

[作者簡(jiǎn)介]孫大巖(1980—)，男，遼寧朝陽(yáng)人，講師，碩士，從事宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析研究。

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

[收稿日期]2016-01-15