【中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實(shí)證探析綜述2600字】

中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實(shí)證分析綜述目錄TOC\o"1-2"\h\u17724中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實(shí)證分析綜述 17164（一）選擇變量 176501.中日人均收入差異 162562.中國(guó)技術(shù)進(jìn)步 2122743.日本對(duì)華直接投資 231769（二）模型的建立及數(shù)據(jù)來(lái)源 2100011.建立模型 2249752.數(shù)據(jù)來(lái)源 3728（三）模型的檢驗(yàn)與估計(jì) 3255691.模型檢驗(yàn) 332092.模型估計(jì) 48180（四）實(shí)證結(jié)果分析 5選擇變量通過(guò)對(duì)前人研究結(jié)果的分析和總結(jié)可以得知：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越相近的國(guó)家，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平越高，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對(duì)于一國(guó)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，因此本文基于2009-2019年的數(shù)據(jù)，從國(guó)家及產(chǎn)業(yè)角度對(duì)中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，考慮到數(shù)據(jù)選取以及中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的現(xiàn)狀，本文決定選取中日人均收入差異、中國(guó)技術(shù)進(jìn)步、日本對(duì)華直接投資作為影響中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的解釋變量，對(duì)這三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析。中日人均收入差異赫爾普曼與克魯格曼(Helpman和Krugman)的研究顯示，有利于兩國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的因素可以通過(guò)國(guó)家間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距的縮小來(lái)改善。通過(guò)前人研究的重疊需求理論，兩國(guó)之間制造業(yè)產(chǎn)品的貿(mào)易發(fā)展是通過(guò)人均收入水平類(lèi)似的兩國(guó)基本情況得出，因?yàn)閮蓢?guó)大量需要同質(zhì)的差異性產(chǎn)品，這會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展向水平型發(fā)展。但這也不是絕對(duì)的正確，因?yàn)樵较嗨频膬蓢?guó)收入水平，越表明兩國(guó)的要素稟賦差異并不明顯，此時(shí)會(huì)降低兩國(guó)得垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平。綜合上述的兩種影響，無(wú)法判斷中日人均收入的差異會(huì)對(duì)中日制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平產(chǎn)生何種影響。本文選用中日兩國(guó)人均GDP的差異來(lái)表示此變量，用來(lái)表示t期的中日人均收入差異。2.中國(guó)技術(shù)進(jìn)步一國(guó)某產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平越高，其對(duì)與中間產(chǎn)品的進(jìn)口也會(huì)增加，則可能會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易產(chǎn)生一定的影響，因此技術(shù)進(jìn)步會(huì)對(duì)中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生積極影響；而技術(shù)進(jìn)步的重要標(biāo)志可以通過(guò)生產(chǎn)高科技產(chǎn)品的進(jìn)口及其進(jìn)出口規(guī)模來(lái)進(jìn)行衡量，本文選用中國(guó)科技產(chǎn)品占制造業(yè)中的制成品作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量，用來(lái)表示t期中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。3.日本對(duì)華直接投資由于貿(mào)易互補(bǔ)型產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易替代性產(chǎn)業(yè)都能表示對(duì)外直接投資產(chǎn)業(yè)。因此，如果為了擴(kuò)大海外市場(chǎng)的占用率，從而增加對(duì)外直接投資，那么，這種對(duì)外直接投資會(huì)減少兩國(guó)之間的貿(mào)易水平。但是，如果為了建立東道國(guó)之間的垂直分工體系，那么這種對(duì)外直接投資就會(huì)促進(jìn)兩國(guó)之間的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。所以，日本對(duì)華直接投資對(duì)中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的影響不確定。本文以FDI表示t期日本對(duì)華的直接投資。模型的建立及數(shù)據(jù)來(lái)源1.建立模型據(jù)上文對(duì)中日兩國(guó)制造業(yè)和中日兩國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要影響因素進(jìn)行了分析,結(jié)合之前專(zhuān)家和學(xué)者對(duì)這三個(gè)影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的深入研究,本文選擇了中日兩國(guó)人均收入水平差異、中國(guó)科技進(jìn)步、日本對(duì)華直接投資這三個(gè)主要影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析,把這三個(gè)影響因素綜合起來(lái)作為三個(gè)解釋的變量,建立了一個(gè)多元線(xiàn)性回歸模型:lnGLt其中GLt表示中日兩國(guó)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)；其余的參數(shù)和變量在本文中的含義可以參考見(jiàn)下圖表6所示。表6公式中各參數(shù)及解釋變量的含義參數(shù)參數(shù)含義解釋變量解釋變量含義預(yù)期符號(hào)β1中日人均GDP之差對(duì)中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X1表示中日人均GDP（AGDPD)－β2中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X2表示中國(guó)技術(shù)進(jìn)步（HTP）＋β3日本對(duì)華直接投資對(duì)中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X3表示直接投資（FDI）＋或－數(shù)據(jù)來(lái)源本文通過(guò)數(shù)據(jù)整合，選取了2009～2019年共11個(gè)樣本數(shù)據(jù)用已研究中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的影響因素。其中，行業(yè)分類(lèi)以SITC三分位法為基礎(chǔ)，將前兩位數(shù)字相同的產(chǎn)品歸為同一行業(yè)。在測(cè)算中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的GL指數(shù)時(shí)，所用到的數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)整理得出；日本對(duì)華直接投資的數(shù)據(jù)來(lái)自日本統(tǒng)計(jì)局的整理得出；而中日人均收入差異及中國(guó)科技產(chǎn)品占制造業(yè)中的制成品的比重都來(lái)自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的整理數(shù)據(jù)得出。模型的檢驗(yàn)與估計(jì)1.模型檢驗(yàn)首先我們應(yīng)對(duì)所要研究的各種變量都進(jìn)行平穩(wěn)度檢驗(yàn),本文主要采用單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)每個(gè)變量的平穩(wěn)度。通過(guò)stata數(shù)據(jù)分析軟件對(duì)各個(gè)單位的數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn),時(shí)間序列中3個(gè)變量都表現(xiàn)出來(lái)是不平穩(wěn),所以我們很有必要對(duì)各個(gè)變量之間的一階數(shù)據(jù)差分做一個(gè)平穩(wěn)性的檢驗(yàn),結(jié)果顯示如下:表7單位根一階差分檢驗(yàn)變量差分階數(shù)t臨界值1%5%10%FDI1-3.753-3.750-3.000-2.630AGDPD1-5.017-3.750-3.000-2.630HTP1-7.659-3.750-3.000-2.630由表7分析可得出：FDI、AGDPD、HTP的t值為-3.753、-5.017、-7.659，根據(jù)附錄表2，在1%、5%、10%的1顯著性水平下，他們的臨界值都大于t統(tǒng)計(jì)量，表明時(shí)間系列中不存在單位根，是平穩(wěn)序列。2.模型估計(jì)異方差檢驗(yàn)：（white檢驗(yàn)）Prob>chi2=0.3235，接受原假設(shè)，所以不存在異方差。通過(guò)上文對(duì)變量序列進(jìn)行分析，得知部分變量序列在進(jìn)行一階差分后為平穩(wěn)狀態(tài)。由此可知，應(yīng)當(dāng)用最小二乘法與一階差分的ADF檢驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)合，針對(duì)所結(jié)合的數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果如表7所示。表8回歸結(jié)果回歸系數(shù)CoeftpR2F常數(shù)2.3460.4310.0130.8205F=23.458

p=0.032lnADGPD-0.199-2.210.063lnFDI0.3120.4230.026lnHTP0.1651.580.045從回歸結(jié)果可以得知，F(xiàn)DI和HTP的P值為0.026和0.045，均小于5%，顯著性水平高。ADGDP的P值為0.063，也達(dá)到了10%的顯著水平。從總體上來(lái)看，R2達(dá)到了0.8205，模型擬合程度較高。F值設(shè)定為為23.458，即對(duì)列入該分析模型的三個(gè)解釋變量（中日人均GDP差異、中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步、日本對(duì)華直接投資）聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量（中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)）有顯著影響。實(shí)證結(jié)果分析從上述的實(shí)證分析，可以得出以下結(jié)論：第一，ADGDP的系數(shù)為負(fù)值，即中日人均收入差距越大則中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平越低；具體而言，當(dāng)中日ADGDP的差距增加1%，則中日G-L指數(shù)就會(huì)減少0.199%。人均收入差異會(huì)影響到中日兩國(guó)需求的相似性，而相似需求會(huì)對(duì)中日兩國(guó)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易產(chǎn)生各種各樣的影響。所以，伴隨著未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人均收入水平的提高，消費(fèi)者多樣化需求會(huì)因此正佳增加，從而中日人均收入差距減小，并且中國(guó)與日本消費(fèi)者的相似需求會(huì)相應(yīng)增加，從而促進(jìn)中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。第二，技術(shù)進(jìn)步（HTP）的系數(shù)為正值，即中國(guó)技術(shù)進(jìn)步對(duì)中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展具有積極影響，具體而言，當(dāng)中國(guó)SE上升1%時(shí)，中日G-L指數(shù)就會(huì)增長(zhǎng)0.165%。因此，當(dāng)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)提高其在全球價(jià)值鏈中的位置，加強(qiáng)其產(chǎn)品中的技術(shù)含量后，其與日本的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平也會(huì)得到相應(yīng)的發(fā)展。第三，日本對(duì)華FDI的系數(shù)為正值，相比于技術(shù)進(jìn)步這一變量，日對(duì)華FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的