張志明， 李蘇博

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽 110036)

自改革開放以來，我國的出口貿(mào)易額、國內(nèi)最終消費(fèi)額及固定資產(chǎn)投資額均呈迅速上升的趨勢，作為推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的3支主要力量，它們極大地推動了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在世界各國遭受全球金融危機(jī)的沖擊、全球經(jīng)濟(jì)普遍衰退的形勢之下，中國作為全世界最大的發(fā)展中國家和重要的世界貿(mào)易大國也深受影響，經(jīng)濟(jì)增長減緩，出口貿(mào)易遭到了嚴(yán)重的打擊。尤其是2008年下半年對外貿(mào)易形勢十分嚴(yán)峻，11月份之后進(jìn)出口都陷入“入世”以來的首次負(fù)增長。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2008年我國出口總值14 285.5億美元，同比增長17.2%，2009年出口總值12 016.7億美元，同比下降16%。在這樣的形勢之下，研究國內(nèi)需求對出口貿(mào)易的影響具有更為重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

1. 國外研究現(xiàn)狀

瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家布瑞斯坦姆·林德(1961)在他的《論貿(mào)易與轉(zhuǎn)變》一書中，提出了著名的偏好相識理論，主要觀點(diǎn)是收入水平相似的國家間貿(mào)易關(guān)系最密切。林德指出，一國的潛在的出口商品范圍由國內(nèi)的典型需求決定。一個(gè)國家的工業(yè)制成品要成為潛在的出口商品，首先必須擁有巨大的國內(nèi)需求，因?yàn)橹挥挟?dāng)國內(nèi)市場增長到足以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)并具有國際競爭力時(shí)，該商品出口才具有實(shí)現(xiàn)的可能性。對此，林德從3個(gè)方面進(jìn)行了分析：從產(chǎn)品發(fā)明的角度來說，一項(xiàng)新發(fā)明的出現(xiàn)，首先是為了解決現(xiàn)實(shí)環(huán)境中遇到的難題和滿足社會中存在的對該種新發(fā)明的強(qiáng)烈需求，國內(nèi)需求是一項(xiàng)發(fā)明產(chǎn)生的內(nèi)在動力和源泉。其次，從生產(chǎn)的方面來說，廠商決定是否要生產(chǎn)某一種商品，首先在于國內(nèi)是否有對這種商品的典型需求，如果國內(nèi)有對此種商品的廣泛需求，廠商才會將其付諸生產(chǎn)，由此可見，典型的國內(nèi)需求是決定一種商品是否被生產(chǎn)的基本動力。最后，從商品不斷完善的角度來說，一種商品生產(chǎn)出來以后，要經(jīng)受市場的檢驗(yàn)，即由消費(fèi)者對該制成品提出各種意見，從而使廠商不斷地改進(jìn)該產(chǎn)品，以便于更加適合消費(fèi)者的需求。而信息的反饋應(yīng)主要由國內(nèi)的消費(fèi)者來完成，因?yàn)閲庀M(fèi)者一般離廠商的距離較遠(yuǎn)，且信息也不太暢通，收集反饋信息所需的時(shí)間較長、成本太高，所以國內(nèi)消費(fèi)者應(yīng)是廠商收集反饋信息的首選。從以上分析可以看出，一種潛在的出口商品能否被生產(chǎn)出來，首先取決于它的國內(nèi)需求，這也在一定的程度上說明了國內(nèi)需求對于一種制成品的出口貿(mào)易具有重要的決定作用[1]。

美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家邁克爾·波特(1990)在《國家競爭優(yōu)勢》一書中提出了著名的國家競爭優(yōu)勢理論。波特從宏觀、中觀和微觀3個(gè)層次分析了一國的競爭機(jī)制，其中宏觀競爭機(jī)制是通過6個(gè)因素展開分析的，這6個(gè)因素分別為：生產(chǎn)要素、需求要素、企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)及競爭、相關(guān)產(chǎn)業(yè)及支持產(chǎn)業(yè)、政府和機(jī)遇，其中前4項(xiàng)是一國競爭機(jī)制的基本構(gòu)成要素，它們就是著名的鉆石模型的4個(gè)組成部分。波特指出，所謂的需求因素是指某個(gè)行業(yè)產(chǎn)品或服務(wù)的國內(nèi)需求性質(zhì)，它是影響特定產(chǎn)業(yè)國際競爭力的重要因素[2]233-245。他從競爭優(yōu)勢的角度分析認(rèn)為，國內(nèi)市場的需求質(zhì)量比需求數(shù)量更重要。本國市場要能產(chǎn)生國家競爭優(yōu)勢必須具備以下3個(gè)條件：(1)國內(nèi)市場需求的全球性。波特認(rèn)為，如果一國產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)需求相對于別國來說更具有全球性，且國內(nèi)需求市場的主要部分與國際市場的主要部分相同，而其他國家沒有這樣的條件的話，那么該國的這種產(chǎn)業(yè)很容易在國際市場上獲得競爭優(yōu)勢，這是因?yàn)橐粐鴩竦钠毡樘厥馄煤苋菀准ぐl(fā)企業(yè)的創(chuàng)新動力。(2)內(nèi)行而挑剔的消費(fèi)者。波特認(rèn)為，一國有內(nèi)行而挑剔的消費(fèi)者會有利于該國企業(yè)獲得國際競爭優(yōu)勢，因?yàn)閮?nèi)行而挑剔的消費(fèi)者會不斷促使本國的企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量、服務(wù)水平和改進(jìn)產(chǎn)品性能，從而使本國產(chǎn)品在國際市場上具有更大的競爭優(yōu)勢。(3)國內(nèi)市場的預(yù)期型需求。如果本國消費(fèi)者的需求具有超前性，代表了國際市場需求的發(fā)展趨勢，那么為它們服務(wù)的本國企業(yè)也就相應(yīng)地走在了世界同行業(yè)的前面，從而使本國企業(yè)開拓國際市場有了相對的比較優(yōu)勢。通過對波特理論的分析可知，國內(nèi)需求尤其是高質(zhì)量的國內(nèi)需求對于一國產(chǎn)業(yè)及企業(yè)的國際競爭力有著非常重要的促進(jìn)作用，對一國的出口貿(mào)易也同樣有著重要的促進(jìn)作用[3]187-193。

2. 國內(nèi)相關(guān)研究現(xiàn)狀

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于內(nèi)需對出口貿(mào)易影響的研究較少，大多數(shù)學(xué)者是從FDI、貿(mào)易壁壘、匯率及要素消費(fèi)等方面來研究出口貿(mào)易，相關(guān)研究主要可以歸納為以下幾類：(1)FDI對出口貿(mào)易的影響。郭顯光(2007)運(yùn)用實(shí)證的方法對FDI與我國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明FDI對我國的進(jìn)出口規(guī)模有促進(jìn)作用[4]。江小娟(2002)考察了外商直接投資發(fā)展及其在我國經(jīng)濟(jì)中的地位，分析了FDI對我國出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)及原因[5]。張帆、藩佐紅(2006)對克魯格曼等的本土市場效應(yīng)理論和建立的模型以及中美兩國的相關(guān)實(shí)踐進(jìn)行剖析，得出結(jié)論：通過內(nèi)需為主來創(chuàng)造外貿(mào)，可以促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)的更好發(fā)展[6]。錢學(xué)鋒、陳六傅(2007)借鑒Schumacher(2003)的引力模型方法對中美雙邊貿(mào)易的估計(jì)表明，在10類產(chǎn)品中有7類存在顯著的本地市場效應(yīng)，在35個(gè)兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)中有16個(gè)存在顯著的本地市場效應(yīng)。這表明，本地市場效應(yīng)已經(jīng)成為中國對美國出口最重要的比較優(yōu)勢之一，其政策含義在于，中國的貿(mào)易政策應(yīng)該從單純偏向外部市場轉(zhuǎn)到內(nèi)外并重的方向上來[7]。

從上面的分析可知，國內(nèi)學(xué)者對影響我國出口貿(mào)易因素的研究主要集中于FDI、要素消費(fèi)及政策制度等方面，盡管有學(xué)者試圖從國內(nèi)需求的角度進(jìn)行分析，但僅是從總量的角度來分析，尚不夠全面。本文將根據(jù)內(nèi)需的不同結(jié)構(gòu)來研究內(nèi)需對我國出口貿(mào)易的影響。

二、計(jì)量模型的設(shè)定與研究方法

本文的主要目的是研究內(nèi)需對我國出口貿(mào)易的影響，根據(jù)凱恩斯的相關(guān)理論可知，內(nèi)需包括消費(fèi)需求和投資需求兩部分，為了分別研究消費(fèi)需求和投資需求在影響出口貿(mào)易中的不同作用，理應(yīng)把消費(fèi)和投資列入同一個(gè)表示出口的方程中。但由于消費(fèi)與出口之間存在著密切的相關(guān)關(guān)系，其相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.99，如果同時(shí)置入出口方程，定會產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性，因此，筆者只將固定資產(chǎn)投資列入出口方程，來表示投資需求對出口貿(mào)易的影響，而消費(fèi)對出口貿(mào)易的影響則通過消費(fèi)對投資影響及投資對出口影響的傳導(dǎo)機(jī)制來表示。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論知道，消費(fèi)需求對出口貿(mào)易的影響主要是通過消費(fèi)需求引致投資需求，然后投資需求再對出口產(chǎn)生影響來實(shí)現(xiàn)的[8]。根據(jù)薩克斯(2002)所提出的影響出口商品需求的因素，結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，本文使用的回歸模型為

lnE=C+αln Wgdp+βlnI+γlnR(-1)+U1

(1)

lnI=C+κlnI(-1)+ρlnX+U2

(2)

式(1)，(2)分別表示出口和投資方程，在式(1)中，筆者用外國各國國內(nèi)生產(chǎn)總值總和、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資額及人民幣實(shí)際有效匯率的一期滯后值來解釋出口額；在式(2)中，用固定資產(chǎn)投資的一期滯后值和本期消費(fèi)總額對本期固定資產(chǎn)投資作回歸。其中，設(shè)出口額為E；用年最終消費(fèi)支出額來代替居民消費(fèi)額和政府消費(fèi)額之和，表示為X；固定資產(chǎn)投資額表示為I；用人民幣對美元的匯率中間價(jià)來表示出口商品的相對價(jià)格，設(shè)為R；用R(-1)來表示R的一期滯后值；外國各國國內(nèi)生產(chǎn)總值之和用Wgdp來表示。對出口額、固定資產(chǎn)投資額、消費(fèi)支出額、人民幣對美元匯率和外國各國國內(nèi)生產(chǎn)總值之和均取對數(shù)，以消除各年數(shù)據(jù)波動而造成的異方差影響，分別記為lnE、lnI、lnX、lnR和ln Wgdp。影響固定資產(chǎn)投資的因素有很多，如利率、投資預(yù)期收益率、上期固定資產(chǎn)投資及社會消費(fèi)總額等，但本文出于研究需要，僅把上期固定資產(chǎn)投資和社會消費(fèi)總額作為影響固定資產(chǎn)投資的解釋變量，其他因素對投資的影響作用用隨機(jī)誤差項(xiàng)U2來表示。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，外國的收入增長會帶來對中國商品需求的增加，由此帶來的“收入效應(yīng)”一般使得出口方程中α0；相對價(jià)格的變化會產(chǎn)生“替代效應(yīng)”，在出口方程中，人民幣實(shí)際有效匯率升值時(shí)，對外國消費(fèi)者而言，其國內(nèi)商品相對于中國的出口商品變得更有競爭力，通常來說會減少對中國商品的需求，且這種影響具有明顯的滯后效應(yīng)。但在本文的研究中，考慮到中國加工貿(mào)易發(fā)展突出的特殊情況，這種效應(yīng)對中國出口貿(mào)易的影響有待實(shí)證檢驗(yàn)。固定資產(chǎn)投資包括國內(nèi)的固定資產(chǎn)投資和外商直接投資兩部分，其中外商直接投資對東道國出口貿(mào)易的促進(jìn)作用已有許多學(xué)者進(jìn)行了論證，這里不再贅述；而國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用主要是通過投資促進(jìn)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)品質(zhì)量提高，以此來增強(qiáng)產(chǎn)品的出口競爭力，因此，出口方程中l(wèi)nI前的系數(shù)β>0。在投資方程中，因?yàn)橄M(fèi)需求對投資有著正向的引致作用，lnX前的系數(shù)應(yīng)為正的，即ρ>0。

三、實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)選擇及處理

本文所分析的樣本取自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1990—2009年的年度數(shù)據(jù)，由于在樣本區(qū)間內(nèi)我國物價(jià)變動較大，為了降低通貨膨脹的影響，用各年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI(1978年為100)和固定資產(chǎn)投資指數(shù)(1990年為100)對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減處理，得出年度出口額和消費(fèi)支出額的實(shí)際值。

由于選取了時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本文采用協(xié)整分析法和格蘭杰因果檢驗(yàn)法。協(xié)整分析是研究時(shí)間序列數(shù)據(jù)相關(guān)關(guān)系的有效方法，它從經(jīng)濟(jì)變量所顯示的關(guān)系出發(fā)，來判定變量之間的長期均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的有效方法，能夠從統(tǒng)計(jì)意義上判斷兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系。兩種方法結(jié)合使用，就可以比較準(zhǔn)確地確定變量之間的理論關(guān)系。

2. 單位根檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，同階單整是檢驗(yàn)時(shí)間序列是否存在協(xié)整關(guān)系的必要條件，只有同階單整時(shí)間序列才可能存在協(xié)整關(guān)系。運(yùn)用Eviews 5.1對lnE，lnX和lnI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，根據(jù)AIC、SC的最小值原則，選擇合理滯后期，結(jié)果如表1所示。

表1 序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：ADF檢驗(yàn)采用Eviews 5.0檢驗(yàn)形式，C，T，K表示單位根檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)；趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)，N指不包括常數(shù)項(xiàng)或滯后項(xiàng)。臨界值欄內(nèi)的百分比表示顯著性水平，Δ為一階差分算式，以下同。

從表1中發(fā)現(xiàn)：各序列的水平值和一階差分值在1%的置信水平下均為非平穩(wěn)序列，而它們二階差分的ADF檢驗(yàn)值均小于相應(yīng)1%顯著性水平下的臨界值，根據(jù)原假設(shè)序列不存在單位根，說明lnE，lnR，ln Wgdp，lnI和lnX均為二階單整I(2)序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

3. 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)分為兩變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)和多變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)。兩變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)一般用Granger和Engle于1987年提出的兩部檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)，而多變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)則采用Johansen(1995)提出的協(xié)整似然比(LR)檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)。

本文采用Johansen VAR協(xié)整檢驗(yàn)法建立向量自回歸模型，對出口方程中各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。該模型對滯后階數(shù)較敏感，通過赤池信息量AIC和SC原則確定滯后階數(shù)為P=3，選擇協(xié)整方程僅有截距且觀察序列有線性確定性趨勢，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知：有兩個(gè)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著性水平下的臨界值，因而第一、第二個(gè)原假設(shè)被拒絕，即有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系；同時(shí)，對變量之間的回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)是平穩(wěn)的。因此，在置信水平95%的條件下，出口貿(mào)易額、固定資產(chǎn)投資額、匯率和國外GDP總和之間存在長期協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程為

lnE= -7.042+1.024lnI+0.702ln Wgdp-

0.46lnR(-1)

(3)

t=(-3.330) (7.098) (2.230) (-3.700)

P=(0.006) (0.000) (0.046) (0.003)

調(diào)整后的R=0.994F=653.8 DW=2.75

上述回歸方程調(diào)整后的可決定系數(shù)表明該方程的擬合度較高(調(diào)整后的R=0.994)，同時(shí)由括號內(nèi)的t檢驗(yàn)值及相應(yīng)的概率可知，回歸方程中各變量的系數(shù)統(tǒng)計(jì)量均通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，DW=2.75說明殘差不存在自相關(guān)現(xiàn)象。

用E-G檢驗(yàn)法對變量lnX、lnI和lnI(-1)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，建立3個(gè)變量之間的回歸方程，得到殘差U2，利用ADF檢驗(yàn)法對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 殘差U2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，殘差序列U2水平值的ADF檢驗(yàn)值小于1%置信水平下的臨界值，說明U2不存在單位根，是平穩(wěn)的，因此，lnI與lnX、lnI(-1)之間存在著協(xié)整關(guān)系。它們之間的協(xié)整方程為

lnI=-1.23+0.492lnX+0.627lnI(-1)

(4)

t=(3.500) (1.930)
P=(0.003 6) (0.074 0)
調(diào)整后的R=0.985F=532

由調(diào)整后的可決定系數(shù)及F統(tǒng)計(jì)量值可知，此回歸方程具有很好的解釋能力，固定資產(chǎn)投資變動的98.5%可由次回歸方程來解釋，同時(shí)回歸方程中各變量的系數(shù)統(tǒng)計(jì)量均通過了5%和10%顯著性水平檢驗(yàn)。

通過協(xié)整方程(3)、(4)可知，固定資產(chǎn)投資lnI每增長1%，可引起出口增長約1.024%，說明固定資產(chǎn)投資能有效促進(jìn)出口的增長；國內(nèi)最終消費(fèi)通過投資的傳導(dǎo)機(jī)制來對出口產(chǎn)生影響，lnX每增長1%，使固定資產(chǎn)投資增長約0.492%，進(jìn)而可使出口增加約0.504%；外國各國的GDP總和每增加1%，會使我國出口提高0.702%，以上的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果均與模型假設(shè)及相關(guān)理論相符。由回歸結(jié)果還可知，人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，可使出口增加約0.46%。傳統(tǒng)的國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，本國匯率的升值會抑制出口貿(mào)易的發(fā)展，反之亦然，而本文的實(shí)證結(jié)果為人民幣匯率升值會促進(jìn)出口貿(mào)易的增長，這與傳統(tǒng)的國際經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論相反，但與我國學(xué)者李海菠(2003)的研究結(jié)果相符[9]。我國的出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占據(jù)相當(dāng)大的比重，近十年來約為55%。加工貿(mào)易屬于產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易，具有“兩頭在外，大進(jìn)大出”的特點(diǎn)，所生產(chǎn)的產(chǎn)品中有相當(dāng)大一部分會用于再出口，人民幣實(shí)際匯率升值會使以本幣表示的進(jìn)口零部件、半成品等中間投入品的成本和價(jià)格下降，從而會對出口產(chǎn)生促進(jìn)作用。

4. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

選擇合理的滯后期，分別對lnE與ln Wgdp、lnR、lnI，lnX與lnI進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 序列的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果來看，當(dāng)滯后兩期時(shí)，在顯著性水平0.1下，lnX是固定資產(chǎn)投資lnI的格蘭杰原因，而固定資產(chǎn)投資卻不是國內(nèi)消費(fèi)的格蘭杰原因。這說明消費(fèi)對投資的變動具有顯著的解釋能力，對原假設(shè)lnI不是lnE的格蘭杰原因的相伴概率為0.005，對原假設(shè)lnE不是lnI的格蘭杰原因的相伴概率為0.024，在顯著性水平0.05下可以認(rèn)為拒絕原假設(shè)，因此可以認(rèn)為lnI與lnE之間存在互為因果的關(guān)系。對變量ln Wgdp和lnE在滯后3期后進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，在顯著性水平0.05下，可以認(rèn)為ln Wgdp是lnE的格蘭杰原因，反之因果關(guān)系不顯著。當(dāng)lnE和lnR滯后4期時(shí)，對它們之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，原假設(shè)lnR不是lnE的格蘭杰原因的相伴概率為0.037，在顯著性水平0.05下可以認(rèn)為拒絕原假設(shè)。綜上所述，格蘭杰檢驗(yàn)所得結(jié)論與模型假設(shè)前提及理論支持相符合。

5. 誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗(yàn)可知，各變量之間存在著長期的均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)，各變量的波動總是會偏離這種長期均衡關(guān)系。為了說明各變量的短期波動如何自動地向長期均衡調(diào)整，可在協(xié)整方程的基礎(chǔ)之上建立誤差修正模型來作分析，記式(1)、(2)的殘差U1、U2為ECM1、ECM2，其中用ECM1(-1)和ECM2(-1)來表示ECM1、ECM2的一期滯后值，得到誤差修正模型為

ΔlnE= -0.256ΔlnR(-1)+0.62Δln Wgdp+

1.01ΔlnI-1.41ECM1(-1)

(5)

t=(-1.82) (1.99) (6.07) (-5.09)

P=(0.098 4) (0.075 0) (0.000 1) (0.000 5)

調(diào)整后的R2=0.746 303 DW=1.5

ΔlnI= -0.19+1.68ΔlnX+1.26ΔlnI(-1)-

1.1ECM2(-1)

(6)

t=(-2.84) (2.53) (3.97) (-3.07)

P=(0.015 0) (0.025 0) (0.001 8) (0.009 7)

R2=0.634F=9.66 DW=2.17

從回歸結(jié)果來看，兩個(gè)誤差修正模型通過了各種檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著異于零的結(jié)果也肯定了變量間的協(xié)整關(guān)系；誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合誤差修正模型的反向修正機(jī)制；其絕對值都大于1，說明短期波動向長期均衡調(diào)整的速度非?？?，甚至?xí){(diào)整過度；同時(shí)，除實(shí)際有效匯率外，其他各變量的短期變化在5%顯著性水平上對我國出口貿(mào)易的變化均有顯著影響。

四、結(jié)論與政策建議

1. 結(jié)論

本文基于1990—2009年的時(shí)間數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了國內(nèi)需求、匯率、外國各國GDP總和與出口貿(mào)易之間關(guān)系。得出如下結(jié)論：

(1) 通過協(xié)整檢驗(yàn)可知，在長期內(nèi)，固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)總額對出口貿(mào)易均有著顯著的促進(jìn)作用，其中，固定資產(chǎn)投資對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用要大于消費(fèi)，固定資產(chǎn)、外國GDP總和和實(shí)際匯率投資每增長1%，可引起出口增長約1.024%，而消費(fèi)總額每增加1%僅會使出口提高約0.504%，這主要是因?yàn)樵谶^去十幾年中我國實(shí)施了重投資輕消費(fèi)的政策。固定資產(chǎn)投資對出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用的原因是：固定資產(chǎn)投資主要分為政府投資和企業(yè)投資兩部分，政府固定資產(chǎn)投資的提高可以極大地改善國內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施，為吸引外國的FDI、促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)擴(kuò)大投資生產(chǎn)提供了更好的硬件環(huán)境；企業(yè)固定資產(chǎn)投資(包括FDI)的增加可以使其擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、改進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而提高效率、實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、增強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力。消費(fèi)對出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用的原因上文已作了大量分析。長期來看，外國各國的GDP總和增加和匯率提高對我國的出口貿(mào)易也具有顯著的促進(jìn)作用，2009年由國際金融危機(jī)引起的全球經(jīng)濟(jì)衰退對我國出口貿(mào)易的嚴(yán)重影響就充分地證實(shí)了本文的實(shí)證分析結(jié)果[10]。

(2) 通過建立誤差修正模型可知，在短期內(nèi)，外國GDP總和與實(shí)際匯率對我國出口貿(mào)易的影響要比長期小。短期內(nèi)，外國GDP總和和實(shí)際匯率每增加1%，會使出口分別變動約0.62%和-0.256%；而長期內(nèi)，則會使出口分別變動約0.702%和-0.46%。固定資產(chǎn)投資對出口的影響作用短期與長期相當(dāng)，但消費(fèi)需求對出口促進(jìn)作用的短期影響要比長期更大，由此可知，內(nèi)需的擴(kuò)大在短期內(nèi)會比外需擴(kuò)大對出口貿(mào)易產(chǎn)生更大的推動作用。

(3) 格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，在滯后兩期時(shí)，國內(nèi)消費(fèi)需求和固定資產(chǎn)投資均是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。這說明，國內(nèi)需求的擴(kuò)大對于出口貿(mào)易在長期具有促進(jìn)作用，而在短期內(nèi)促進(jìn)作用不顯著，即內(nèi)需對出口貿(mào)易的影響有著顯著的滯后效應(yīng)，消費(fèi)滯后期大約為兩期，因此，在實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需的政策時(shí)，更要注重政策的長期性。在改革開放的三十多年中，消費(fèi)需求擴(kuò)大和固定資產(chǎn)投資增加對我國出口貿(mào)易的促進(jìn)是一個(gè)不可忽視的重要因素，也反映出擴(kuò)大內(nèi)需是我國出口貿(mào)易增長的重要保障。在滯后3期時(shí)，匯率是出口的格蘭杰原因，而出口不是匯率的格蘭杰原因；在滯后4期時(shí)，外國GDP總和與出口貿(mào)易之間互為格蘭杰原因，這說明，匯率和外國GDP總和對出口貿(mào)易的影響也存在著滯后效應(yīng)。

2. 政策建議

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型可知，在影響我國出口貿(mào)易的各種因素中，與其他因素相比，內(nèi)需對出口貿(mào)易的影響更大，內(nèi)需中的固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)對出口貿(mào)易無論在長期還是在短期內(nèi)均有著顯著的促進(jìn)作用，但固定資產(chǎn)投資對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用與消費(fèi)相比更大。因此，我國政府應(yīng)不斷完善促進(jìn)投資的相關(guān)法規(guī)和政策，保持投資持續(xù)、穩(wěn)定、有效地增長以促進(jìn)出口貿(mào)易的更大發(fā)展，但投資和消費(fèi)作為有效需求的兩個(gè)方面應(yīng)相互協(xié)調(diào)、共同發(fā)展，不可偏廢任何一方。單純依靠擴(kuò)大投資來推動出口貿(mào)易的增長，其作用畢竟是有限的，所以國家在注重投資對出口貿(mào)易影響的同時(shí)，更應(yīng)該通過制定各種法規(guī)和政策來促進(jìn)消費(fèi)的擴(kuò)大，以充分發(fā)揮內(nèi)需擴(kuò)大對提高出口產(chǎn)品國際競爭力的作用。

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