貨物貿(mào)易關(guān)系實證研究論文

1、貨物貿(mào)易關(guān)系實證研究論文 摘要本文根據(jù)我國1997年2007年的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過格蘭杰檢驗分析了服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的因果關(guān)系結(jié)果，表明我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因。通過進一步對時間數(shù)列的平穩(wěn)性分析、協(xié)整檢驗、最終建立誤差修正模型，并對計量結(jié)果進行分析，分析了我國服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易在長期和短期推動作用的大小，發(fā)現(xiàn)我國的服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的短期彈性大于長期彈性，并根據(jù)計量結(jié)果進行分析并提出政策建議。 關(guān)鍵詞服務(wù)貿(mào)易貨物貿(mào)易因果關(guān)系協(xié)整分析誤差修正模型 一、文獻綜述 過去的研究中有的學(xué)者運用傳統(tǒng)的貿(mào)易理論解釋其根源，其中R.J.Langhammer的研究認為發(fā)達國家和發(fā)展中國家之間的服務(wù)貿(mào)

2、易模式與其自身的資源稟賦有著密切的關(guān)系，B.Heokman和G.Karsenty認為服務(wù)貿(mào)易的比較優(yōu)勢與國家的收入水平正相關(guān)，但是收入水平低的發(fā)展中國家在某些服務(wù)貿(mào)易部門也擁有比較優(yōu)勢。B.Chosh通過驗證發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家在世界服務(wù)貿(mào)易中的地位不斷上升。 對服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關(guān)系問題的研究中，加拿大學(xué)者James.Melvin于1989年提出貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易之間存在逆向相關(guān)關(guān)系，謝康通過實證分析認為貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易有互補性。程南洋、于金花分析了貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)關(guān)系，貨物貿(mào)易影響著服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)變動。綜上所述，已有研究普遍認為服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易有逆向相關(guān)關(guān)系，貨物貿(mào)易影響服務(wù)貿(mào)易，

3、但運用誤差修正模型估計貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的變動關(guān)系的研究并不多見。 本文試圖利用1997年以來我國國際收支平衡表的分類和數(shù)據(jù)，進行協(xié)整分析，建立誤差修正模型，對服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易的關(guān)系進行分析。 二、數(shù)據(jù)的處理與模型的建立與實證結(jié)果分析 1.變量的選取和處理 本文從國家外匯管理局的網(wǎng)站上收集了1997年至2007年的國際收支平衡表，通過處理得到了1997年以來我國的貨物貿(mào)易額和服務(wù)貿(mào)易額的數(shù)據(jù)。用lntg表示貨物貿(mào)易額的對數(shù)形式，用lnts表示服務(wù)貿(mào)易額的對數(shù)形式。 2.時間數(shù)列的平穩(wěn)性檢驗。 為了避免出現(xiàn)偽回歸的結(jié)果，首先對兩組數(shù)據(jù)進行時間數(shù)列的平穩(wěn)性檢驗。分別對lntg和lnts分別進行A

4、DF檢驗。 沒有時間趨勢項、只有截距項的情況下，lntg的ADF檢驗結(jié)果（表1）： 結(jié)果表明，lntg的ADF值為-4.912487，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-4.8875。 在沒有時間趨勢項和截距項的情況下，lnts的ADF檢驗結(jié)果（表2）： 結(jié)果表明，lnts的ADF值為3.575294，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-3.0507。這說明lntg和lnts的二階差分是嚴格平穩(wěn)的，都是I（2）序列。 3.協(xié)整分析。 lntg和lnts的二階差分是平穩(wěn)的，說明lntg和lnts都是二階單整的，兩者之間可能存在長期的均衡關(guān)系。 對lnts和ints進行簡單的OLS回歸分析，結(jié)果如下（

5、表3）： 計量結(jié)果分析：常數(shù)項的t=0.218184值小于5%顯著性水平下的臨界值2.201，不能通過檢驗，說明常數(shù)項不顯著異于零，所以剔除常數(shù)項再次進行回歸，結(jié)果如下（表4）： 計量結(jié)果分析： (1)該回歸中雖然決定系數(shù)的值有所下降，但變化極小，只有0.000322，可以忽略不計。 (2)但是自變量系數(shù)的t值明顯提高，大于1%顯著性水平下的臨界值3.106。所以選擇對第二個模型進行檢驗。 (3)DW值也在可接受的范圍之內(nèi)，當k=1，n=11時，dU=1.010，dU(4)對R進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)R在平穩(wěn)時間序列的置信度是95%，這說明lntg和lnts是二階協(xié)整的，是（2，2）的協(xié)整關(guān)系。

6、可以確定兩者的長期均衡關(guān)系為 lntgt=1.123019lntst+Rt 從模型中可以看出服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的長期彈性是1.123019，對長期數(shù)據(jù)的計量分析，服務(wù)貿(mào)易額的變化率變動一個單位，貨物貿(mào)易的變化率將隨之將變化1.123019個單位。 4.建立誤差修正模型 把上一步中長期均衡模型中的殘差的滯后一期和lnts作為變量，重新進行估計，估計結(jié)果如下（表5）： lntgt=1.243653lnts-1.245807Rt-1 型中可以看出服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的短期彈性是1.243653。從短期看，服務(wù)貿(mào)易額的變化率變動一個單位，貨物貿(mào)易的變化率將隨之變化1.243653個單位。 5.對lntg

7、和lnts進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。 運用Eview軟件進行檢驗，結(jié)果如下（表6）： 第一個假設(shè)的F統(tǒng)計量的值小于臨界值，接受原假設(shè)即貨物貿(mào)易發(fā)展不是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的原因。第二個假設(shè)的F統(tǒng)計量的值大于臨界值，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)即服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因。 雖然有的定性分析研究和理論分析表明，貨物貿(mào)易能夠促進服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，但是單純根據(jù)數(shù)據(jù)的計量分析結(jié)果得出的結(jié)論為：服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展原因，而貨物貿(mào)易的發(fā)展不是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的原因。這個結(jié)果證明了確實能夠影響貨物貿(mào)易發(fā)展，而不是像以前的研究認為的那樣，僅僅是貨物貿(mào)易能夠帶動服務(wù)貿(mào)易。 三、結(jié)論及政策建議 我國的國際收支平衡表中

8、將服務(wù)貿(mào)易分為十三類，其中運輸、通訊服務(wù)、保險服務(wù)、金融服務(wù)都是直接可以為貨物貿(mào)易提供方便的，最典型的是運輸業(yè)，運輸業(yè)的國際間服務(wù)貿(mào)易有益于國際貨物貿(mào)易的從業(yè)人員運輸貨物的時候成本更低、更方便快捷，直接促進了貨物貿(mào)易。 自改革開放以來，我國一直比較注重制造業(yè)的發(fā)展，我國的加工貿(mào)易的快速增長對拉動我國的對外貿(mào)易額的增長起了很大的作用，而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展一直處于從屬的地位。 近年來我國對服務(wù)業(yè)的重視程度有所提高，也是處于對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的考慮。傳統(tǒng)的研究認為物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易之間存在逆向相關(guān)關(guān)系，或者僅僅是貨物貿(mào)易能夠帶動服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。本文的研究結(jié)果表明，貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易之間雖然表面存在的逆向相關(guān)關(guān)系，但實際上服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對貨物貿(mào)易的發(fā)展存在著推動作用。 通過考慮通過推動國際服務(wù)貿(mào)易來推動貨物貿(mào)易的發(fā)展，既可以對我國的服務(wù)貿(mào)易