石碧濤

摘要：文章以GDP中第三產(chǎn)業(yè)的比重，加工貿(mào)易出口額占總出口額的比重和匯率比價為解釋變量，分析了它們對1981—2011年我國出口依存度的影響。結(jié)果表明：GDP中第三產(chǎn)業(yè)的比重越高，匯率比價越大，出口依存度越高。而傳統(tǒng)觀點認為的對出口依存度產(chǎn)生正向影響的因素—加工貿(mào)易出口額占總出口額的比重作用并不明顯。

關(guān)鍵詞：中國 貿(mào)易依存度 協(xié)整檢驗 科克倫—奧克特兩步法

一、引言及文獻回顧

外貿(mào)依存度的測算方法最早由世界銀行等國際性經(jīng)濟組織在二戰(zhàn)結(jié)束后在其發(fā)表的研究報告中提出。當時，為了推動各國市場的開放，世界銀行等國際性經(jīng)濟組織紛紛在其研究報告中列入有關(guān)對外貿(mào)易依存度和跨國比較的內(nèi)容。當時的測算方法主要是采用比率法， 即一國商品對外貿(mào)易額占該國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值（即傳統(tǒng)的比率法）。但是很快人們便開始注意到對外貿(mào)易比率法在實證分析中的局限性。著名經(jīng)濟學(xué)家錢納里發(fā)現(xiàn)，對于人口較多的國家，對外貿(mào)易比率普遍較低；而庫茲涅茨（S. Kuznets）則從統(tǒng)計學(xué)的角度指出，對外貿(mào)易比率與國家的國民收入之間存在負相關(guān)關(guān)系。因此，對外貿(mào)易比率法并不能真實反映一國的貿(mào)易開放程度。或者說，只有在諸如人均 GDP、經(jīng)濟地理位置、人口規(guī)模等因素相近的國家之間，以對外貿(mào)易比率法度量貿(mào)易開放度和進行跨國比較才有意義。

此后，從20世紀60—70年代起，圍繞貿(mào)易開放度的度量方法，國內(nèi)外涌現(xiàn)了許多新看法和觀點。主要有兩類：一是對比率法作局部調(diào)整和修改，如強調(diào)用購買力平價匯率（PPP）計算各國GDP，以減少因名義匯率扭曲所造成的影響等，國內(nèi)的學(xué)者如許統(tǒng)生（2003）提出了修正比率法，沈利生（2003）提出了總活動法； 二是認為度量貿(mào)易依存度應(yīng)立足于貿(mào)易政策，不僅要度量關(guān)稅措施，而且要度量非關(guān)稅措施。九十年代后出現(xiàn)的度量貿(mào)易開放度的方法包括指標法和回歸方程法，前者分別有道拉斯（Dollars，1992）、薩克斯（Sachs）和瓦諾（Warner） （1995），以及愛德華茲（Edwards，1989）所提出的三種觀點，后者包括 Harrison （1996）回歸法、Patrick （1998） 回歸法等。

需要指出的是，指標法旨在修正貿(mào)易依存度的可比性（包括橫向和縱向比較），使該指標更精確。但對于影響貿(mào)易依存度的因素缺乏定量分析。從這個角度上講，本文認為回歸方程法更有利于認清貿(mào)易依存度的本質(zhì)和影響它的內(nèi)在因素。因此，本文擬采用實證回歸方法來研究中國貿(mào)易依存度。Patrick（1998）回歸法選取了GDP（包括一次項和平方項）、各國人口數(shù)以及人均GDP的平方作為解釋變量，來考察各國的貿(mào)易依存度并進行國際橫向比較。本文研究的是中國出口貿(mào)易依存度，并無國際橫向比較的需要，因此，在變量選取時不考慮我國的人口數(shù)。段小檢（2006）選取匯率（人民幣對日元）、外商直接投資（FDI）和GDP作為解釋變量，利用OLS對1985—2004年我國外貿(mào)依存度進行了實證分析。綜合來看，匯率、GDP和加工貿(mào)易的比重大小可能是影響我國出口貿(mào)易依存度的關(guān)鍵因素，因此本文選取了與它們直接相關(guān)聯(lián)的三個指標。另外，本文的被解釋變量是中國出口貿(mào)易依存度，而沒有采用通常的貿(mào)易依存度（一般來說，貿(mào)易依存度等于出口依存度和進口依存度之和）。

二、數(shù)據(jù)來源及說明

（一）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）

文中所用的GDP數(shù)據(jù)并未進行物價指數(shù)處理，理由是：因變量（出口依存度）和自變量（服務(wù)業(yè)占GDP的比例，加工貿(mào)易出口額占總貿(mào)易出口額的比例）都是比率形式。價格指數(shù)對分子分母的影響是同步的。采用比率形式可以不受價格指數(shù)波動的影響。另外一個考慮是，GDP的國際橫向比較是需要進行物價調(diào)整及匯率調(diào)整的，本文不需要進行GDP或者出口貿(mào)易依存度的橫向國際比較，因此不需要進行物價指數(shù)調(diào)整。

（二）加工貿(mào)易額及加工貿(mào)易出口額

加工貿(mào)易與一般貿(mào)易不同，主要表現(xiàn)在：在進口環(huán)節(jié)中，加工貿(mào)易進口的多為原材料、中間產(chǎn)品等，進口的目的是為了在國內(nèi)加工后再出口。而一般貿(mào)易進口的多是制成品、最終消費品；在出口環(huán)節(jié)上，加工貿(mào)易的產(chǎn)品在國內(nèi)的增值部分少，國內(nèi)的利潤只有少量的加工費。而一般貿(mào)易出口的產(chǎn)品在國內(nèi)的增值較多；一般貿(mào)易出口屬于本國的原產(chǎn)產(chǎn)品，而加工貿(mào)易出口在很大程度上屬于國外的產(chǎn)品。另外，進行加工貿(mào)易的多為外資或三資企業(yè)，而進行一般貿(mào)易的則多為本國企業(yè)。為了考察加工貿(mào)易可能存在的對出口依存度的影響，文章將加工貿(mào)易中屬于出口的部分單列出來，從而剔除加工貿(mào)易中屬于進口部分的影響。

（三）匯率

本文采用的匯率是采用國家統(tǒng)計年鑒（2012）公布的人民幣對美元的年平均匯價（中間價）數(shù)據(jù)，即所謂的名義匯率。很多學(xué)者（如魏建國（2005））認為，在考察匯率對貿(mào)易依存度的影響時，應(yīng)該采用購買力平價匯率（PPP）或?qū)嶋H匯率來分析。對于這點，本文認為，經(jīng)過PPP調(diào)整的過程實際上就是在歷年名義匯率的基礎(chǔ)上除以某個轉(zhuǎn)換因子（如2001年世界銀行公布的轉(zhuǎn)換因子是1.88）。如果各年的匯率都進行這樣的調(diào)整，最終的匯率指數(shù)（當期年份的名義匯率與基期年份的名義匯率相比）和不調(diào)整是相同的。另外，沈利生（2005）從另外的角度說明了PPP調(diào)整匯率的不適用性。實際匯率也是一個頗具爭議的問題，目前還沒有統(tǒng)一的計算方法，各種方法所考察的重點不一樣，不具有可比性。因此，為了避免卷入這樣的爭議中，本文也不采用實際匯率數(shù)據(jù)。

三、變量的選取和模型設(shè)定

（一）被解釋變量：出口依存度（Ln（EXGDP））

計算外貿(mào)出口依存度（下稱出口依存度）采用的公式是：出口依存度（Exgdp）=出口貿(mào)易額/GDP。出口貿(mào)易額和GDP均采用以人民幣計算的數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)都以當年價格計算，兩者都不需要進行物價指數(shù)調(diào)整，理由已在前文說明。為了減少出現(xiàn)異方差的可能性，本文所有變量均采用對數(shù)形式。

（二）解釋變量

1、GDP中第三產(chǎn)業(yè)的比重（Ln（SERGDP））

很多學(xué)者都認為，第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重會影響出口依存度（而且認為兩者之間是反方向變動的關(guān)系）。為了考察第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重大小是否真正以及在多大程度上影響出口依存度，本文選取該變量作為模型的解釋變量之一。

2、加工貿(mào)易出口額占總出口額的比重（Ln（PROTEX））

一般的觀點認為，加工貿(mào)易出口額占總出口額的比重越大，則出口依存度越大。為了驗證這種觀點正確與否，文章將該變量納入到模型的初始變量中。國家統(tǒng)計局公布的加工貿(mào)易出口額數(shù)據(jù)截至到2008年，2009年及以后年份的加工貿(mào)易出口額數(shù)據(jù)由作者根據(jù)海關(guān)公布的數(shù)據(jù)整理而來。

3、匯率比價（Ln（EXRATEI））

這里采用的匯率是由國家統(tǒng)計局（2012）公布的人民幣對美元的平均匯率（中間價）。由于國家統(tǒng)計局公布的匯率只有1985—2011年的數(shù)據(jù)，筆者自行換算了1981—1984年四年的匯率（采用統(tǒng)計局公布的分別以人民幣和美元計算的進出口額進行換算）。另外，為了消除物價因素影響，采用與基年匯率的比值來計算歷年的匯率指數(shù)。令1981年的基年匯率為1，其他年度與1981年相比得到各年的匯率指數(shù)。

（三）模型設(shè)定

本文認為，我國出口依存度受到第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、加工貿(mào)易出口額占外貿(mào)總出口額的比重以及人民幣匯率比價的影響。因此文章擬進行回歸的初步模型為：

Ln（EXGDP）t=β1+β2·Ln（PROTEX）t+β3·Ln（SERGDP）t

+β4·Ln（EXRATEI）t+εt

其中t表示年份，εt表示隨機干擾項。

四、模型回歸與檢驗

（一）單位根檢驗和協(xié)整檢驗

1、單位根檢驗

在使用歷年的出口依存度數(shù)據(jù)之前，考慮到時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，先對其進行單位根檢驗。結(jié)果如表1：

根據(jù)檢驗結(jié)果，解釋變量和被解釋變量的ADF統(tǒng)計值不顯著，即原數(shù)據(jù)有單位根，是不平穩(wěn)的。為了獲得平穩(wěn)數(shù)據(jù)序列，可對原數(shù)據(jù)進行一階差分，得到差分序列。然后再進行平穩(wěn)性的單位根檢驗。結(jié)果如表2：

結(jié)果表明，各變量的一階差分序列的ADF統(tǒng)計值是顯著的，即一階差分序列沒有單位根，是平穩(wěn)的。因此，出口依存度（Ln（EXGDP）），匯率比價（Ln（EXRATEI）），加工貿(mào)易出口額占外貿(mào)總出口額的比重（Ln（PROTEX））和第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（Ln（SERGDP））均為一階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

2、協(xié)整檢驗

按照恩格爾—葛蘭杰（EG）檢驗的步驟進行檢驗。先由Ln（EXGDP） 對Ln（EXRATEI），Ln（PROTEX）和Ln（SERGDP）進行OLS回歸，估計結(jié)果如下：

（1）

其中，R2=0.7759，D.W.= 0.5908，F(xiàn)=31.1525（括號內(nèi)為相應(yīng)系數(shù)的t值）

上述回歸的殘差的ADF檢驗結(jié)果如表3：

結(jié)果表明，在5%水平下，Ln（EXRATEI），Ln（PROTEX）及Ln（SERGDP）和Ln（EXGDP） 之間存在協(xié)整關(guān)系（滯后1期）。

（二）自相關(guān)檢驗和模型設(shè)定檢驗

回歸方程式（1）的其他結(jié)果如表4：

另外， R2=0.8739，D.W.= 0.5891。從回歸報告結(jié)果來看，有兩點必須引起注意：第一，加工貿(mào)易出口額占比（Ln（PROTEX））的系數(shù)不顯著，這表明可能存在模型設(shè)立誤差或者多重共線性問題；第二，R2大于D.W.值，說明回歸可能存在自相關(guān)。

1、模型設(shè)立誤差

從上述回歸結(jié)果中可知，變量加工貿(mào)易出口額占比的系數(shù)不顯著。為了考察Ln（PROTEX）是否能夠解釋出口依存度的變異，下文做有約束的F檢驗（原假設(shè)：加工貿(mào)易出口額占比（Ln（PROTEX））的系數(shù)為0）。F（1，27）=1.54（其中，m=1，n=31，k=4）。通過查閱F統(tǒng)計量的臨界值表可知，在1%、5%和10%水平上都不顯著，從而接受原假設(shè)。說明可以將Ln（PROTEX）從原模型中剔除，即加工貿(mào)易出口額占比的變化不會對我國出口依存度產(chǎn)生影響。

為了檢驗?zāi)Ｐ驮谔蕹齃n（PROTEX）后是否存在設(shè)定誤差，可以做Ramset檢驗。將Ramset檢驗用到的擬合值的二次、三次和四次冪作為增補的回歸元引入模型，重新做增補回歸，通過查閱Ramset檢驗用到的F值臨界表可以看出，得到的F值都不顯著，說明剔除Ln（PROTEX）后的模型不存在設(shè)定誤差。剔除Ln（PROTEX）后由第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、匯率比價對出口依存度重新做回歸得到：

（2）

其中：R2=0.8651，D.W.= 0.4787，F(xiàn)=89.7806（括號內(nèi)為相應(yīng)系數(shù)的t值）。在上述回歸中，仍然存在R2大于D.W.值的問題，因此要做自相關(guān)檢驗。

2、自相關(guān)檢驗

直觀上，由于R2大于D.W.值，可能提供了存在自相關(guān)的信息。為此必須進行自相關(guān)檢驗。本文通過用兩種方法進行檢驗。

（1）D-W檢驗

上述回歸的樣本數(shù)量為： n=31，不含截距項的因變量個數(shù)為：k=3。通過查閱德賓—沃森d統(tǒng)計量表，得到D.W.= 0.478701< dU。根據(jù)修訂的d檢驗程序，在1%和5%水平下拒絕不存在一階正自相關(guān)的假設(shè)，即存在一階正自相關(guān)。

（2）RACH效應(yīng)檢驗

利用（1）式的回歸殘差進行ARCH檢驗，檢驗結(jié)果如表5：

從上述結(jié)果中可以看到，（2）式的回歸殘差存在ARCH（1）效應(yīng)。

綜合來看，（2）式的回歸中確實存在自相關(guān)。為了消除自相關(guān)，本文采用科克倫-奧克特兩步法：

利用（2）式得到的殘差，進行回歸可得：residt=0.8451·residt-1（resid為（2）式回歸得到的殘差，t表示期數(shù)）。由此得到ρ= 0.8451。然后作差分回歸：

Ln（EXGDP）t-ρLn（EXGDP）t-1=β1（1-ρ）+β2·[Ln（SERGDP）t-ρ·Ln（SERGDP）t-1]+β3·[Ln（EXRATEI）t-ρLn（EXRATEI）t-1]+Vt（3）

Vt 表示殘差項。其中，回歸式（3）中所用的變量的第一次觀察值采用普萊斯—溫斯滕變換（Prais—Winsten transformation）。

回歸結(jié)果如表6所示。其中：R2=0.8268，D.W.=1.4839，F(xiàn)= 66.8314。

為了檢驗經(jīng)過廣義變換回歸后的模型是否還存在自相關(guān)，需要對（3）式進行游程檢驗。正的殘差項數(shù)為n1=16， 負的殘差項數(shù)為n2=15，總的殘差數(shù)為n=n1+n2=31。游程個數(shù)為：k=18。游程的均值為：E（k）=16.48。方差為：σ2k=7.48。95%的置信區(qū)間為：（11.12，21.84），k值落入此區(qū)間內(nèi)，因此不拒絕原假設(shè)，即廣義變換回歸（3）式的殘差相互獨立，從而基本上消除了原回歸（2）中的自相關(guān)。

文章最終采用的模型為：出口依存度只受第三產(chǎn)業(yè)在GDP的占比和人民幣匯率比價的影響，即

PLn（EXGDP）t=β1+β2·PLn（SERGDP）+β3·PLn（EXRATEI）t

（ 其中，PLnEXGDP，PLnSERGDP，PLnEXRATEI和PLnPROTEX表示經(jīng)過變換后的因、自變量）

帶入系數(shù)后得到的回歸模型為：

PLn（EXGDP）t=-0.2559+1.3070·PLn（SERGDP）t+0.9481

·PLn（EXRATEI）t（4）

（三）最終模型的確立

為了檢驗?zāi)Ｐ停?）的適用性，再次對其進行協(xié)整檢驗。得到的ADF值為：-3.808120（滯后階數(shù)為0），通過查閱相應(yīng)的臨界值表可以得到，在5%水平下拒絕回歸殘差具有單位根的假設(shè)。因此，模型（4）變量之間具有協(xié)整關(guān)系，表明此次所做的回歸有效。

將（4）式中的變量還原后得到的估計模型為：

Ln（EXGDP）t=-0.2559+1.3070·Ln（SERGDP）

-1.1046·Ln（SERGDP）t-1+0.9481·Ln（EXRATEI）t

-0.0801Ln（EXTRATEI）t-1+0.8451Ln（EXGDP）t-1

五、結(jié)論及政策評價

（一）服務(wù)貿(mào)易占GDP的比重對出口依存度的影響是正向的

這一點與傳統(tǒng)的觀點正好相反。傳統(tǒng)的觀點認為，服務(wù)貿(mào)易占GDP的比重越大，出口依存度越小。持這種觀點的理由是，服務(wù)業(yè)的可貿(mào)易程度低，服務(wù)業(yè)的比重越大，說明可用來貿(mào)易的物品價值越小，從而以出口貨物貿(mào)易計算的出口貿(mào)易依存度就低。實際上，對于這種觀點有兩點值得思考：

第一，服務(wù)業(yè)中的交通運輸、倉儲、郵政業(yè)，金融業(yè)可能與貨物出口有很緊密的相關(guān)度。交通運輸、倉儲行業(yè)一般是與一國的出口貿(mào)易緊密聯(lián)系的。一般來說，出口貿(mào)易額越大，越能帶動交通運輸和倉儲業(yè)的發(fā)展，從而交通運輸、倉儲行業(yè)的貢獻值越大。對于金融業(yè)，雖然其在服務(wù)業(yè)中所占的比重比較小，但同樣與出口貿(mào)易緊密相連，如出口貨物絕大多數(shù)都要投保，保險公司的保費收入一部分來自于出口貨物的保險費；貨款的結(jié)算是要通過銀行來進行的，銀行業(yè)的中間業(yè)務(wù)收入中一部分來自于出口貨款的結(jié)算。另外，在服務(wù)業(yè)中的“其他”一欄所占的比重比較大（1981—2011年間該比例一直在25%以上，從2000年開始一直保持在36%以上①），而這一欄中也可能包含與出口貿(mào)易緊密相關(guān)的行業(yè)或產(chǎn)業(yè)。因此，并不能簡單認為服務(wù)業(yè)可貿(mào)易程度低，從而其所占GDP的比重大導(dǎo)致出口依存度越小。

第二，假定“服務(wù)業(yè)的可貿(mào)易程度低，服務(wù)業(yè)的比重越大，可用來貿(mào)易的物品價值越小，即出口貿(mào)易額越小”這一觀點成立，也不能就此認為出口貿(mào)易依存度就低。根據(jù)出口依存度的計算公式：出口貿(mào)易額/GDP，按照支出法計算的GDP中也包含出口貿(mào)易項，即在出口依存度的計算公式中，分子分母都包含有出口貿(mào)易，如果出口貿(mào)易的值減小，則帶來的影響可能是不確定的。

有鑒于此，傳統(tǒng)的觀點并不一定成立。而本文通過回歸模型得到的結(jié)論是：服務(wù)貿(mào)易占GDP的比重越大，出口貿(mào)易依存度越高。

（二）匯率與出口貿(mào)易依存度存在正相關(guān)的關(guān)系

這一點與傳統(tǒng)的觀點一致。這里的匯率是指直接標價法下美元兌人民幣的匯率。一般來說，匯率越高，本幣比值越小，從而以本幣表示的本國貨物越便宜，出口量越大，因此出口依存度越高。

（三）加工貿(mào)易出口額在總出口貿(mào)易額中的比重大小對出口依存度不存在顯著的影響

傳統(tǒng)的觀點認為加工貿(mào)易在出口貿(mào)易額中的比重越大，出口依存度越高。但這種邏輯不成立。加工貿(mào)易出口越大，在一般貿(mào)易和其它貿(mào)易出口不變的前提下，總出口貿(mào)易額越大，從而出口依存度越高。但同時，一般貿(mào)易和其它貿(mào)易出口的增加也會使總出口貿(mào)易額增大從而提高出口依存度。因此，總出口額中任何一項構(gòu)成的增加都會使總出口額增加從而使出口依存度增加。并不能單單認為加工貿(mào)易的比重越大，出口依存度就越高。

注：

①根據(jù)國家統(tǒng)計局（2012）發(fā)布的“第三產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成”數(shù)據(jù)。

參考文獻：

[1]段小檢.中國外貿(mào)依存度的實證分析（1985年—2004年）[C].華中科技大學(xué)碩士論文，2006