機電產(chǎn)品貿(mào)易影響因素分析
時間:2022-05-28 09:18:01
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摘要:通過分析比較中俄兩國國民生產(chǎn)總值、俄羅斯貿(mào)易開放度、中俄兩國人均國民總收入差值、俄羅斯人口、俄羅斯進口總額等因素對中俄機電貿(mào)易的影響情況,探究各因素之間的關(guān)系和作用,運用多元回歸分析方法,對結(jié)果進行相關(guān)性檢驗和平穩(wěn)性檢驗。研究得出中國國民生產(chǎn)總值和俄羅斯對外貿(mào)易開放程度系數(shù)均為正數(shù),說明中國國民生產(chǎn)總值與俄羅斯對外貿(mào)易開放度均對機電貿(mào)易產(chǎn)生促進作用。
關(guān)鍵詞:機電貿(mào)易;回歸分析;國民生產(chǎn)總值;對外貿(mào)易開放度;國民總收入
自1999年以來,中俄貿(mào)易呈現(xiàn)較好的增長態(tài)勢,大部分年份的增長率都高達30%以上。中俄十多年貿(mào)易呈現(xiàn)出總量起點低,早期年度波動大但趨勢平緩,2000年以后呈加速增長的兩階段特征[1]。2007年起,中俄貿(mào)易額呈M型的波動趨勢??傮w上,中俄貿(mào)易總額除2009與2015年出現(xiàn)了約1/3的下降外,整體保持了8.25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面,除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差,以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外,中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[2]。當前,我國與俄羅斯之間的機電貿(mào)易保持高速穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢。從商品類別看,我國對俄羅斯出口的機電產(chǎn)品主要有以下幾大類:通信設(shè)備及零件、自動數(shù)據(jù)處理設(shè)備及其零附件、汽車及其關(guān)鍵零附件、電工器材、日用機械和家用電器等;我國從俄羅斯進口機電產(chǎn)品的主要類別有:核反應堆及零件、航空航天器及零件、儀器儀表、電工器材、電子元器件和農(nóng)業(yè)機械及其零附件等[3]。
1變量與數(shù)據(jù)
1.1變量選擇經(jīng)過實際情況分析比較,最終選擇以下幾類數(shù)據(jù)作為變量進行研究:1.2數(shù)據(jù)來源本文選取中國與俄羅斯貿(mào)易往來相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析研究,時間跨度為1999-2018年,總計包括20年數(shù)據(jù)。其中中俄兩國GDP、中俄人均GNI、俄羅斯人口數(shù)據(jù)來自WorldBankDatabase;俄羅斯對外出口總額、中國對俄機電出口總額數(shù)據(jù)來自UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫;貿(mào)易開放度以及GNI絕對差值由相關(guān)數(shù)據(jù)整理得出,數(shù)據(jù)分析軟件為Eviews10。1.3數(shù)據(jù)收集總體上,中俄貿(mào)易總額除2009與2015年出現(xiàn)了約1/3的下降外,整體保持了8.25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面,除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差,以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外,中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[3]。表2為中國與俄羅斯貿(mào)易往來收集的相關(guān)數(shù)據(jù),時間跨度為1999-2018年。
2模型構(gòu)建
2.1對參數(shù)做OLS估計
(1)運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸,結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。輸出結(jié)果可得F=173.43>F0.05(6,20)=2.51(顯著性水平a=0.05),表明模型從整體上看鋼材供應量與解釋變量之間線性關(guān)系顯著。(2)計算解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù),結(jié)果如表3所示。由表3可以看出,解釋變量之間存在高度線性相關(guān)性。表明模型確實存在嚴重的多重共線性。
2.2逐步回歸
(1)每個變量對Y的一元回歸結(jié)果如表4所示:(2)根據(jù)實際分析比較,首先選取線性關(guān)系最強、擬合度最好、實際經(jīng)濟意義最重要的中國GDP(CGDP)作為主要解釋變量帶入,得到結(jié)果:
2.3異方差與自相關(guān)檢驗
(1)White檢驗。將模型進行White檢驗后結(jié)果可得P值:0.2432>0.05,因此可得該回歸模型中不存在異方差。(2)自相關(guān)檢驗。根據(jù)回歸模型最后結(jié)果可以得出:DW=1.63,T=20,k=3,給定α=0.05,得DW檢驗臨界值dL=1.00,dU=1.68,dL<DW<dU,因此該模型不存在自相關(guān)。綜上所述,該模型不存在異方差與自相關(guān),不需要消除異方差和自相關(guān)。
2.4平穩(wěn)性檢驗
通過對機電出口額序列(y)和機電出口額差分序列D(y)的相關(guān)圖、偏相關(guān)圖分析判斷其平穩(wěn)性以及識別模型形式。Eviews得出的機電出口額序列(y)的相關(guān)和偏相關(guān)圖中有一個單位根,P值大于0.05,因此機電出口額(y)是一個非平穩(wěn)序列。Eviews得出的機電出口額差分序列D(y)的相關(guān)圖可以看出衰減較快,偏相關(guān)圖中沒有單位根,P值小于0.05,因此機電出口額差分序列D(y)是一個平穩(wěn)序列,此模型不存在AR、MA、ARMA或ARIMA過程,不需要建立時間序列消除自相關(guān),模型的隨機誤差序列也達到了非自相關(guān)的要求,可以把上述模型作為最終估計結(jié)果。
3結(jié)果分析
根據(jù)最后模型可得出以下結(jié)論:(1)中國GDP(CGDP)系數(shù)為正,說明中國GDP的增長對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中國GDP的增長一定程度上說明中國機電產(chǎn)品的產(chǎn)出增加,有利于對外出口,能夠促進中國對俄羅斯的機電產(chǎn)品出口。(2)俄羅斯對外貿(mào)易開放度(DE)系數(shù)為正,說明俄羅斯對外貿(mào)易開放程度對中俄機電貿(mào)易起促進作用。俄羅斯對外貿(mào)易開放程度越高,說明俄羅斯進出口額占GDP比重增加,俄羅斯對外貿(mào)易需求增加,貿(mào)易往來增加,增加中國對俄羅斯機電產(chǎn)品的出口。(3)中俄人均GNI絕對差值(GNI)系數(shù)為負,說明其值的減少對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中俄人均GNI絕對差值越小,說明中俄兩國居民人均收入水平越接近,兩國居民的消費水平也越接近,兩國的商品需求也越接近,商品的流通和銷售會更加容易,有利于中國機電產(chǎn)品在俄羅斯的銷售。
4相關(guān)政策建議
首先,中國應積極推進“一帶一路”建設(shè),促進過剩產(chǎn)能的跨境轉(zhuǎn)移,加快我國國內(nèi)要素資源配置的效率提升。通過培育具有競爭力的自主品牌和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)繼續(xù)貫徹落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展這一戰(zhàn)略目標,不但要減少出口產(chǎn)品中工業(yè)制成品的比重,還要不斷提升深加工與高附加值產(chǎn)品在我國對外貿(mào)易產(chǎn)品中的比重,進而促使中俄雙邊貿(mào)易規(guī)模進一步擴大。中俄兩國雖然接壤,但接壤地處俄羅斯遠東地區(qū),地處邊緣,人口較少,生產(chǎn)技術(shù)和基礎(chǔ)設(shè)施方面都相對落后。因此,制度層面上,中俄可以加強“一帶一路”和歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟的對話,加強中蒙俄經(jīng)濟走廊建設(shè),推動制度、人員和設(shè)施的互聯(lián)互通[4]。其次,重視中俄雙邊貿(mào)易服務體系的構(gòu)建。在信息服務方面,設(shè)立專業(yè)信息服務平臺,對貿(mào)易對象國在經(jīng)濟動向、市場需求、政策法規(guī)等方面的信息進行收集、整理和及時反饋[5]。金融服務層面,加大對企業(yè)出口貿(mào)易的融資、擔保力度,簡化業(yè)務流程,提高企業(yè)出口貿(mào)易融資效率。
參考文獻
[1]劉業(yè)欣,李麗.對中俄雙邊貨物貿(mào)易潛力的分析與思考[J].金融與經(jīng)濟,2018(07):93-96.
[2]郝宇彪.中俄貿(mào)易合作水平的影響因素分析——基于貿(mào)易引力模型[J].經(jīng)濟社會體制比較,2013(05):175-182.
[3]潘洪洋.中俄貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)及其影響因素[D].濟南:山東財經(jīng)大學,2014.
[4]劉彥君.“一帶一路”戰(zhàn)略下中俄區(qū)域經(jīng)濟合作研究[D].大連:東北財經(jīng)大學,2016.
[5]多元回歸模型[EB/OL].百度文庫.
作者:潘越 單位:北京工商大學