導語：機電產(chǎn)品貿(mào)易影響因素分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

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