中國出口的影響因素分析

1、中國出口的影響因素分析經(jīng)濟學(xué)院 經(jīng)濟學(xué)專業(yè) 2002級 1班楊翠霞 莊硯 石玉婷 楊玎 陳艷 晉依賢【摘要】運用基本的計量經(jīng)濟學(xué)研究方法，結(jié)合宏觀經(jīng)濟學(xué)和國際經(jīng)濟學(xué)理論，對影響我國出口的多個因素進行分析后，發(fā)現(xiàn)滯后三期的外商直接投資的對數(shù)及匯率這兩個宏觀因素都對出口有顯著的影響。文章根據(jù)分析結(jié)果，提出一些擴大出口的建議。【關(guān)鍵詞】 出口 因素 外商直接投資 從1978年改革開放以來，中國的對外經(jīng)濟貿(mào)易迅速發(fā)展。1978年，我國的出口額僅為95.7億元/美元，到2002年已經(jīng)達到3255.7億美元，從當(dāng)期價格看增長了33倍，出口貿(mào)易總額以16.4的年平均速度增長，超過了同期國民生產(chǎn)總值gdp的年

2、平均增長率。1997年我國一躍成為世界十大出口貿(mào)易國之一。在此后幾年內(nèi)，我國出口貿(mào)易額占世界出口總額的比重和位次還在繼續(xù)上升。但同時我們也應(yīng)該看到，中國出口高增長的背后，還隱藏著許多深層次的矛盾和問題，在亞洲金融危機爆發(fā)之后，它們也暴露無遺。亞洲金融危機以后，受多種因素的影響，我國的出口增長率大幅回落，出口增長率由1997年的21下降到1998年的1，外貿(mào)出口一度陷入了徘徊不前的尷尬局面。而我國加入wto也對我國的出口貿(mào)易格局產(chǎn)生巨大的沖擊和影響，它使我國的出口在應(yīng)對還未完全消除的亞洲金融危機帶來的負面影響的同時，又面臨著新的增長契機和挑戰(zhàn)。因此，在這一特殊的經(jīng)濟背景下研究我國出口的影響因素，

3、分析它們對我國出口不同的影響和作用，對促進我國外貿(mào)出口和我國國民經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義和理論意義。本文將根據(jù)經(jīng)濟理論在對影響我國出口的因素分析基礎(chǔ)上建立計量經(jīng)濟模型，不僅從定性上更注重從定量上深入分析我國的出口問題。進一步找出對出口影響重大的因素，從而得出一些建設(shè)性的意見和建議。第一部分 主要因素引入按新古典貿(mào)易理論,國際貿(mào)易的產(chǎn)生是由于國與國之間存在著外生的比較優(yōu)勢;按迪克西特斯蒂格利茨(1977) 等人的規(guī)模報酬遞增模型,國際貿(mào)易的產(chǎn)生是因為作為一個經(jīng)濟聯(lián)合體的規(guī)模, 世界市場總是要比一個國家的經(jīng)濟規(guī)模大。國際間的分工與合作，以及資源的流動提高了資源利用率，進而加快了世界經(jīng)濟的發(fā)展。

4、一 實際利用外商直接投資一直以來我國都是人口大國，勞動力資源豐富，但資本卻一直都匱乏。80年代中后期，我國提出并實施了沿海發(fā)展戰(zhàn)略，大力引進外資，承接了周邊發(fā)達國家、新興工業(yè)化國家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動力密集型加工出口產(chǎn)業(yè)得以迅速擴張，增強了出口供給能力和出口產(chǎn)品的競爭力。自20世紀90年代以來,我國對外貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易獲得了迅速的發(fā)展。然而,從外貿(mào)增長的來源看,近年來我國對外貿(mào)易的迅速擴張主要是依靠外商投資企業(yè)來推動的。從1992年到2002年,我國外貿(mào)出口額增長的63.4%是依靠外商投資企業(yè)實現(xiàn)的。此外，外商在華將建立更多的出口加工型企業(yè)。入世后中國的出口商品可充分享受最惠國待遇和國民待

5、遇，可獲得大幅度減讓關(guān)稅及取消非關(guān)稅壁壘的好處，從而獲得了更加廣闊的貿(mào)易發(fā)展空間，將帶動國內(nèi)加工工業(yè)的更快發(fā)展，而這對擴大利用外資特別有利。外商會利用中國的區(qū)位和勞動力等優(yōu)勢，在中國投資設(shè)廠和建立加工基地，組建營銷網(wǎng)絡(luò)，把在中國的企業(yè)作為跨國公司全球生產(chǎn)與銷售網(wǎng)絡(luò)中的重要一環(huán)，作為其價值增值鏈的一部分。據(jù)預(yù)測，外商投資企業(yè)對中國有形商品出口的貢獻率將從1999年的45.47提高到2010年的60以上。同時，外資對中國服務(wù)出口也將發(fā)揮重要的推動作用。因此，在建立模型的時候我們將這一對我國出口產(chǎn)生重大影響的因素引入進來。二匯率 在國與國的貿(mào)易過程中，價格的影響是肯定的。當(dāng)一國商品的價格低于另一個國

6、家時，它的產(chǎn)品就具有了優(yōu)勢。在產(chǎn)品交易中，匯率因此也就扮演了一個不可或缺的角色。改革開放后，我國改變了以往人民幣匯率幾十年不變的做法，根據(jù)通貨膨脹率、出口換匯成本和國際收支平衡情況，人民幣的官方匯率不斷下調(diào)，匯率杠桿開始對進出口產(chǎn)生一定的調(diào)節(jié)作用。從理論上看，匯率貶值與出口增長有正向變動關(guān)系，即匯率越低如從1美元=8.28元人民幣下降到1美元=9元人民幣時,出口會增加.因為這意味著從外國人的角度中國貨顯得便宜了對于中國貨物的需求將會增加，因而中國出口將會增長.這是很明顯的從價格上增加了我國商品的優(yōu)勢.因此,匯率成為影響出口的又一重要因素.同時由于目前美元是使用最廣泛的世界貨幣,我們采用了人民幣

7、對美元直接標(biāo)價法下的匯率.三虛擬變量 考慮到出口不僅受到匯率等可量化的經(jīng)濟指標(biāo)，而且同時受到政策因素以及制度的影響，有時這些的影響甚至是起決定性作用的。我們采取用虛擬變量的做法，將這些因素量化。1978年底召開了十一屆三中全會，但其真正引起中國翻天覆地的變化是直到1984年，此前的一段時間，計劃經(jīng)濟還是較為嚴重的影響著大家的生活。1984年后，我國走上了帶計劃性質(zhì)的商品經(jīng)濟時期，經(jīng)濟很快有了起色。1993年底，十四大召開。從1994年，中國開始了有社會主義特色的市場經(jīng)濟時代，制定了新的經(jīng)濟政策，因此中國的經(jīng)濟發(fā)展大致分為三個階段。四國內(nèi)生產(chǎn)總值 新古典經(jīng)濟學(xué)家得出口導(dǎo)向經(jīng)濟理論認為現(xiàn)實經(jīng)濟系統(tǒng)

8、存著由出口到經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，其理由如下：1、出口貿(mào)易可以使各國按比較利益分工，實現(xiàn)資源在國際間的有效配置，從而增加產(chǎn)出。 2、出口貿(mào)易可是本國的閑置資源得以利用，從而使產(chǎn)出增加。但另一方面，也有部分經(jīng)濟學(xué)家認為，存在著由經(jīng)濟增長到出口的因果關(guān)系。因為生產(chǎn)率越高，越能降低生產(chǎn)成本，進而促進出口。技術(shù)創(chuàng)新可以提高生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長，從而增強出口品的國際競爭力。如果國內(nèi)生產(chǎn)比國內(nèi)需求增長得快，則廠商必然會向國外出售其產(chǎn)品。 在建模初期，經(jīng)過一系列計量方法處理，我們發(fā)現(xiàn)gdp與出口之間存在互為因果的關(guān)系。且在分析中，發(fā)現(xiàn)無論是原始gdp與出口額，還是取了對數(shù)以后的gdp與出口額之間，均無法協(xié)

9、整。于是不將gdp納入模型。第二部分 計量建模從眾多國際經(jīng)濟學(xué)理論,以及現(xiàn)實生活經(jīng)驗,我們知道影響一國出口的因素是眾多的,我們可以建立以下數(shù)學(xué)關(guān)系式來表示:出口=f(匯率 exchange rate;利用外資fdi;本國國內(nèi)生產(chǎn)總值gdp;本國通貨膨脹率inflation;一國開放程度open-)但在現(xiàn)實的建模過程中,我們綜合考慮因素的影響程度,以及模型的利用價值,選擇了四個主要變量：人民幣對美元匯率exchange、實際利用外商直接投資fdi、虛擬變量d11 1984年，0其它、d2 =11994年，0其它。年份 出口 (億美元)真實出口美國物價 78年=100我國物價78年=100匯率名義

10、gdp真實gdpfdi真實fdi1978年95.795.70 1001001.53624.13605.63.543.54 1979年136.6122.78 111.261021.554038.23879.6263.543.18 1980年182.7144.63 126.32108.11.54517.84182.4963.542.80 1981年220.1157.82 139.46110.71.714860.34402.4383.542.54 1982年223.2150.70 148.11112.81.895301.84799.0543.542.39 1983年222.3145.44 152.8

11、5114.51.985957.45321.8669.26.02 1984年261.4163.97 159.42117.72.337206.76129.5214.28.91 1985年273.5165.60 165.16128.12.948989.16955.20219.611.87 1986年309.4184.16 168.01135.83.4510201.47571.7622.413.33 1987年394.4226.59 174.06145.73.7211954.58447.92123.113.27 1988年475.2261.76 181.54172.73.7214922.39399.7

12、9931.917.57 1989年525.4275.63 190.62203.43.7716917.89781.99333.917.78 1990年620.9307.00 202.25207.74.7818598.410156.9834.917.26 1991年719.1344.86 208.52213.75.3221661.511090.8343.720.96 1992年849.4395.47 214.78225.25.5126651.912670.08110.151.26 1993年917.4414.70 221.22254.95.7634560.514379.13275.2124.40

13、1994年1210.1533.15 226.97310.28.624667016199.96337.7148.79 1995年1487.8637.64 233.33356.18.3557494.917901.8375.2160.80 1996年1510.5629.14 240.09377.88.3166850.519618.07417.3173.81 1997年1827.9744.23 245.61380.88.2973142.721352.36452.6184.28 1998年1837.1736.19 249.54370.98.2876967.223021.76454.6182.18 199

14、9年1949.3764.34 255.03359.88.2880579.424665.91403.2158.10 2000年2492910.52 273.69354.48.288825426638.17407.2148.78 2001年2661943.68 281.98351.68.2895727.928582.76468.8166.25 2002年3255.71137.84 286.133478.28103935.329952.54527.4184.32 上述經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計年鑒（19902003），世界統(tǒng)計年鑒（19832003），中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。樣本數(shù)據(jù)為19782002年，

15、以1978年為基期，用美國消費物價指數(shù)分別對ex，fdi進行平減，獲得了這些變量的真實值。一. granger因果關(guān)系檢驗，取0.05滯后長度m=ngranger因果性f值p值結(jié)論3fdiexportexportfdi 4.916392.40281 0.014190.10821有因果關(guān)系無因果關(guān)系2exchangexportexportexchang3.934270.663990.038240.52696有因果關(guān)系無因果關(guān)系 考慮到投資與產(chǎn)出之間的時間不一致，在模型中運用滯后三期的實際外商直接投資。同時，匯率的影響也有一個時滯，原因是當(dāng)一國匯率下降時，當(dāng)期的生產(chǎn)并不能很快的進行調(diào)整。因為當(dāng)廠商

16、看到這期商品有利可圖時，極大可能預(yù)測下期的也是這樣，從而加大投入。并且根據(jù)因果檢驗的結(jié)果，在進行大量嘗試后，我們建立如下模型：ext=01fdit-3 +2exchanget23d1 +4 d2 t 二平穩(wěn)性檢驗1export的adf檢驗adf test statistic-1.9197341% critical value*-4.46915% critical value-3.645410% critical value-3.2602單位根的檢驗結(jié)果為：-1.919734，我們不能拒絕h0：1，表明出口的對數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。2 fdi的adf檢驗adf test statistic-1

17、.8914271% critical value*-4.53485% critical value-3.674610% critical value-3.2762單位根的檢驗結(jié)果為：-1.891427，我們不能拒絕h0：1，表明外商直接投資的對數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。3. exchange的adf檢驗adf test statistic-2.5447011% critical value*-4.46915% critical value-3.645410% critical value-3.2602單位根的檢驗結(jié)果為：-2.544701，我們不能拒絕h0：1，表明外商直接投資的對數(shù)序列可能是非

18、平穩(wěn)序列。三協(xié)整分析由于所研究的單個變量都是非平穩(wěn)序列，在此基礎(chǔ)上做的回歸將是偽回歸,于是我們分別對變量進行兩兩協(xié)整。即兩兩回歸后,對其殘差進行單位根檢驗,經(jīng)四步十二點法均通過，表明它們兩兩之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。具體結(jié)果是:出口fdi 協(xié)整（）出口匯率協(xié)整（）fdi 匯率 協(xié)整（）同時，對長期模型進行回歸，得其殘差項在水平狀態(tài)下就已經(jīng)平穩(wěn)。從而保證了出口、匯率、外商直接投資之間具有長期穩(wěn)定關(guān)系，在以后作出的回歸是真實的，能夠反映出真實的經(jīng)濟關(guān)系。四誤差校正經(jīng)過協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)各變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而這種長期穩(wěn)定關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。就短期而言，各變量可能是不協(xié)整的，

19、但一個時期中不均衡的部分（均衡誤差）將在下一期中得到校正。第三部分 參數(shù)估計及模型檢驗對模型：ext=01fdit-3 +2 exchanget2 3d14 d2 t 進行回歸的結(jié)果為：ext=27.1551.705fdit-3+49.140 exchanget223.952d1 +87.177 d2 (34.55) (0.46) (7.96) (40.89) (64.68) t= (0.786) (3.716) (6.173) (-0.586) (1.348)r2=0.9681 r2 =0.959 f=113.69 dw=1.8405dependent variable: exportmet

20、hod: least squaresdate: 12/27/04 time: 21:00sample(adjusted): 1981 2000included observations: 20 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. exchange_249.139617.9599996.1733180.0000fdi_31.7051680.4588433.7162290.0021d1-23.9522540.89257-0.5857360.5668d287.1768364.678931.347

21、8400.1977c27.1548834.546210.7860450.4441r-squared0.968069 mean dependent var407.4455adjusted r-squared0.959554 s.d. dependent var248.1414s.e. of regression49.90420 akaike info criterion10.87041sum squared resid37356.44 schwarz criterion11.11934log likelihood-103.7041 f-statistic113.6904durbin-watson

22、 stat1.840546 prob(f-statistic)0.000000 一多重共線性修正從回歸結(jié)果可以看出,d1、d2的t檢驗不顯著，而模型的整體f檢驗效果好，說明可能存在多重共線性，下面進行修正。對變量進行逐個回歸經(jīng)分析在四個一元回歸模型中，fdi滯后三期對出口的擬合效果最好，線性關(guān)系強即：ext=234.253.832fdit-3 (33.88) (0.36) t= (6.915) (10.524) r2=0.847045 r2 =0.839398 f=110.7577逐步回歸將其余解釋變量逐一帶入式得到如下幾個模型ext=13.552.27fdit-3+47.71 exchang

23、et-2 (33.24) (0.23) (6.37) t= (0.408) (9.75) (7.49) r2=0.963 r2 =0.959 f=221.33 dw=1.778ext=139.733.642fdit-3122.63 d1 (67.34) (0.37) (76.46) t= (2.076) (9.844) (1.604) r2=0.86528 r2 =0.851103 f=61.018ext=223.012.445fdit-3231.59 d2 (30.49) (0.64) (92.73) t= (7.314) (3.803) (2.497) r2=0.88484 r2 =0.8

24、7272 f=72.996從回歸結(jié)果看,加入?yún)R率的滯后兩期后模型的擬合優(yōu)度顯著提高, 而加入d1,d2后效果不明顯,且d1的t值不顯著.因此以出口,fdi, 匯率的滯后兩期為基礎(chǔ)再進行回歸ext=20.572.24fdit-3+51.17 exchanget-230.32 d1 (35.06) (0.24) (8.01) (41.64) t= (0.59) (9.295) (6.38) (-0.73) r2=0.964 r2 =0.957 f=143.65 dw=1.89ext=22.011.70fdit-3+46.35 exchanget-2+91.55 d2 (32.71) (0.45)

25、(6.24) (62.91) t= (0.672) (3.79) (7.42) (1.46) r2=0.967 r2 =0.961 f=157.96 dw=1.755 加入d1, d2后可決系數(shù)無太大提高.而且其統(tǒng)計量t值越來越小.說明d1,d2對export的影響不顯著，故將d1, d2剔除。得到無多重共線性的方程. ext=13.552.27fdit-3+47.71 exchanget-2 (33.24) (0.23) (6.37) t= (0.408) (9.75) (7.49) r2=0.963 r2 =0.959 f=221.33 dw=1.778二異方差檢驗arch test:f-

26、statistic1.019968 probability0.415584obs*r-squared3.239020 probability0.356221對殘差序列進行arch檢驗，檢驗有無異方差，過程階數(shù)p3假設(shè)h0：1230得obs*r2=3.2390 ,查卡方分布表，給定的0.05，自由度為p3，得臨界值為7.815，接受原假設(shè)，無異方差。說明模型中的解釋變量包含了充分的信息，不存在變量的遺漏和樣本數(shù)據(jù)的觀測誤差。三.自相關(guān)檢驗從以上的檢驗中可以看出，dw統(tǒng)計量接近于2，經(jīng)查表在樣本容量為22，解釋變量個數(shù)為2，顯著性水平為0.05的情況下，dl=1.147,du=1.541 ?，F(xiàn)在d

27、w=1.778落在了無自相關(guān)的區(qū)域。說明模型的設(shè)定在充分考慮了經(jīng)濟行為的滯后性、通過物價指數(shù)最大可能的消除隨機偶然因素的影響后，其設(shè)定偏誤已經(jīng)很小。對經(jīng)濟現(xiàn)象的解釋已經(jīng)基本上滿足了最小二乘的古典假定。得到最后模型: ext=13.552.27fdit-3+47.71 exchanget-2 (33.24) (0.23) (6.37) t= (0.408) (9.75) (7.49) r2=0.963 r2 =0.959 f=221.33 dw=1.778第四部分：結(jié)構(gòu)分析及政策建議 從模型得到的回歸方程可以看出，外商直接投資對于出口的影響并不是在投資當(dāng)期就可以明顯的表現(xiàn)出來的，它要經(jīng)過一個較為

28、長期的經(jīng)濟運作過程才能夠體現(xiàn)出他對出口的促進效應(yīng)。三年前的外商在華直接投資每增加一億美元中國當(dāng)年的出口額就增加2.27億美元，之所以相對較小的投資額能夠產(chǎn)生較大的出口額，是因為外商在中國的投資主要是資金，而出口商品中不僅包含了資本這一要素，還包含了人力資源，自然資源等多種本土要素。而且從宏觀經(jīng)濟學(xué)的角度，投資還存在乘數(shù)效應(yīng)，當(dāng)投資數(shù)額為一個單位時對于本國經(jīng)濟增長的拉動將是幾個單位,而本國經(jīng)濟的增長又必然會促進我國對外出口。外商直接投資還有其他傳統(tǒng)意義上的優(yōu)點。比如, 通過吸引外商直接投資, 在引進資金的同時還可以引進先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗, 有助于引資國生產(chǎn)技術(shù)水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升

29、級。相對來講, 應(yīng)該盡量減少對外借款, 其不僅對我國的對外貿(mào)易沒有貢獻, 而且借款必然涉及到歸還, 對借款管理不當(dāng)還會帶來風(fēng)險。因此, 我國要把引資的重點放在引進外商直接投資上。 方程中匯率的變動對于出口的影響特別大，當(dāng)匯率前兩年的匯率每變動一個單位對于出口的影響將是47.71億美元，如：匯率從1美元兌換8元人民幣變動至1美元兌換9元人民幣，我國的出口額將會增加47.71億美元。從國際經(jīng)濟學(xué)的一般觀點來看，匯率變動之所以能起到調(diào)節(jié)出口額的作用是因為它改變了一國出口商品的相對價格。同時匯率的調(diào)節(jié)作用存在時滯，據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)家的分析，一國貨幣貶值后，由于進出口商品相對價格的變動與貿(mào)易量增減之間存在認識時滯，決策時滯，送貨時滯，取貨時滯和生產(chǎn)時滯，因此貶值不會立即導(dǎo)致貶值國貿(mào)易差額的改善。由此我們提出了以下的建議