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中国出口的影响因素分析毕业论文

2013-09-16 01:08

中国出口的影响因素分析
【摘要】
 运用基本的计量经济学研究方法，结合宏观经济学和国际经济学理论，对影响我国出口的多个因素进行分析后，发现滞后三期的外商直接投资的对数及汇率这两个宏观因素都对出口有显著的影响。文章根据分析结果，提出一些扩大出口的建议。

【关键词】
    出口  因素 外商直接投资 
 
 从1978年改革开放以来，中国的对外经济贸易迅速发展。1978年，我国的出口额仅为95.7亿元/美元，到2002年已经达到3255.7亿美元，从当期价格看增长了33倍，出口贸易总额以16.4％的年平均速度增长，超过了同期国民生产总值GDP的年平均增长率。1997年我国一跃成为世界十大出口贸易国之一。在此后几年内，我国出口贸易额占世界出口总额的比重和位次还在继续上升。但同时我们也应该看到，中国出口高增长的背后，还隐藏着许多深层次的矛盾和问题，在亚洲金融危机爆发之后，它们也暴露无遗。亚洲金融危机以后，受多种因素的影响，我国的出口增长率大幅回落，出口增长率由1997年的21％下降到1998年的1％，外贸出口一度陷入了徘徊不前的尴尬局面。而我国加入WTO也对我国的出口贸易格局产生巨大的冲击和影响，它使我国的出口在应对还未完全消除的亚洲金融危机带来的负面影响的同时，又面临着新的增长契机和挑战。因此，在这一特殊的经济背景下研究我国出口的影响因素，分析它们对我国出口不同的影响和作用，对促进我国外贸出口和我国国民经济的发展具有重要的现实意义和理论意义。
 本文将根据经济理论在对影响我国出口的因素分析基础上建立计量经济模型，不仅从定性上更注重从定量上深入分析我国的出口问题。进一步找出对出口影响重大的因素，从而得出一些建设性的意见和建议。

第一部分  主要因素引入 中国大学排名
 按新古典贸易理论,国际贸易的产生是由于国与国之间存在着外生的比较优势;按迪克西特—斯蒂格利茨(1977) 等人的规模报酬递增模型,国际贸易的产生是因为作为一个经济联合体的规模, 世界市场总是要比一个的经济规模大。国际间的分工与合作，以及资源的流动提高了资源利用率，进而加快了世界经济的发展。

实际利用外商直接投资
 一直以来我国都是人口大国，劳动力资源丰富，但资本却一直都匮乏。80年代中后期，我国提出并实施了沿海发展战略，大力引进外资，承接了周边发达国家、新兴工业化国家和地区的产业转移，劳动力密集型加工出口产业得以迅速扩张，增强了出口供给能力和出口产品的竞争力。自20世纪90年代以来,我国对外贸易尤其是出口贸易获得了迅速的发展。然而,从外贸增长的来源看,近年来我国对外贸易的迅速扩张主要是依靠外商投资企业来推动的。从1992年到2002年,我国外贸出口额增长的63.4%是依靠外商投资企业实现的。此外，外商在华将建立更多的出口加工型企业。入世后中国的出口商品可充分享受最惠国待遇和国民待遇，可获得大幅度减让关税及取消非关税壁垒的好处，从而获得了更加广阔的贸易发展空间，将带动国内加工工业的更快发展，而这对扩大利用外资特别有利。外商会利用中国的区位和劳动力等优势，在中国投资设厂和建立加工基地，组建营销网络，把在中国的企业作为跨国公司全球生产与销售网络中的重要一环，作为其价值增值链的一部分。据预测，外商投资企业对中国有形商品出口的贡献率将从1999年的45.47％提高到2010年的60％以上。同时，外资对中国服务出口也将发挥重要的推动作用。因此，在建立模型的时候我们将这一对我国出口产生重大影响的因素引入进来。

二．汇率

    在国与国的贸易过程中，价格的影响是肯定的。当一国商品的价格低于另一个国家时，它的产品就具有了优势。在产品交易中，汇率因此也就扮演了一个不可或缺的角色。改革开放后，我国改变了以往人民币汇率几十年不变的做法，根据通货膨胀率、出口换汇成本和国际收支平衡情况，人民币的官方汇率不断下调，汇率杠杆开始对进出口产生一定的调节作用。从理论上看，汇率贬值与出口增长有正向变动关系，即汇率越低如从1美元=8.28元人民币下降到1美元=9元人民币时,出口会增加.因为这意味着从外国人的角度中国货显得便宜了对于中国货物的需求将会增加，因而中国出口将会增长.这是很明显的从价格上增加了我国商品的优势.因此,汇率成为影响出口的又一重要因素.同时由于目前美元是使用最广泛的世界货币,我们采用了人民币对美元直接标价法下的汇率.

三．虚拟变量
    考虑到出口不仅受到汇率等可量化的经济指标，而且同时受到政策因素以及制度的影响，有时这些的影响甚至是起决定性作用的。我们采取用虚拟变量的做法，将这些因素量化。
 1978年底召开了十一届三中全会，但其真正引起中国翻天覆地的变化是直到1984年，此前的一段时间，计划经济还是较为严重的影响着大家的生活。1984年后，我国走上了带计划性质的商品经济时期，经济很快有了起色。1993年底，十四大召开。从1994年，中国开始了有社会主义特色的市场经济时代，制定了新的经济政策，因此中国的经济发展大致分为三个阶段。
 
四．国内生产总值
    新古典经济学家得出口导向经济理论认为现实经济系统存着由出口到经济增长的因果关系，其理由如下：1、出口贸易可以使各国按比较利益分工，实现资源在国际间的有效配置，从而增加产出。 2、出口贸易可是本国的闲置资源得以利用，从而使产出增加。……但另一方面，也有部分经济学家认为，存在着由经济增长到出口的因果关系。因为生产率越高，越能降低生产成本，进而促进出口。技术创新可以提高生产率，进而实现经济增长，从而增强出口品的国际竞争力。如果国内生产比国内需求增长得快，则厂商必然会向国外出售其产品。 （科教论文网 lw.nSeAc.com编辑发布）
    在建模初期，经过一系列计量方法处理，我们发现GDP与出口之间存在互为因果的关系。且在分析中，发现无论是原始GDP与出口额，还是取了对数以后的GDP与出口额之间，均无法协整。于是不将GDP纳入模型。

第二部分  计量建模
 从众多国际经济学理论,以及现实生活经验,我们知道影响一国出口的因素是众多的,我们可以建立以下数学关系式来表示:
 出口=F(汇率 exchange rate;利用外资fdi;本国国内生产总值GDP;本国通货膨胀率inflation;一国开放程度open------)
 但在现实的建模过程中,我们综合考虑因素的影响程度,以及模型的利用价值,选择了四个主要变量：人民币对美元汇率exchange、实际利用外商直接投资FDI、虚拟变量D1＝1—— ≥1984年，0——其它、D2 =1——≥1994年，0——其它。
年份   出口  (亿美元) 真实出口 美国物价  78年=100 我国物价78年=100 汇率 名义GDP 真实GDP FDI 真实FDI
         
1978年 95.7 95.70  100 100 1.5 3624.1 3605.6 3.54 3.54
1979年 136.6 122.78  111.26 102 1.55 4038.2 3879.626 3.54 3.18
1980年 182.7 144.63  126.32 108.1 1.5 4517.8 4182.496 3.54 2.80
1981年 220.1 157.82  139.46 110.7 1.71 4860.3 4402.438 3.54 2.54
1982年 223.2 150.70  148.11 112.8 1.89 5301.8 4799.054 3.54 2.39
1983年 222.3 145.44  152.85 114.5 1.98 5957.4 5321.866 9.2 6.02
1984年 261.4 163.97  159.42 117.7 2.33 7206.7 6129.52 14.2 8.91

1985年 273.5 165.60  165.16 128.1 2.94 8989.1 6955.202 19.6 11.87
1986年 309.4 184.16  168.01 135.8 3.45 10201.4 7571.76 22.4 13.33
1987年 394.4 226.59  174.06 145.7 3.72 11954.5 8447.921 23.1 13.27
1988年 475.2 261.76  181.54 172.7 3.72 14922.3 9399.799 31.9 17.57
1989年 525.4 275.63  190.62 203.4 3.77 16917.8 9781.993 33.9 17.78
1990年 620.9 307.00  202.25 207.7 4.78 18598.4 10156.98 34.9 17.26
1991年 719.1 344.86  208.52 213.7 5.32 21661.5 11090.83 43.7 20.96
1992年 849.4 395.47  214.78 225.2 5.51 26651.9 12670.08 110.1 51.26
1993年 917.4 414.70  221.22 254.9 5.76 34560.5 14379.13 275.2 124.40
1994年 1210.1 533.15  226.97 310.2 8.62 46670 16199.96 337.7 148.79
1995年 1487.8 637.64  233.33 356.1 8.35 57494.9 17901.8 375.2 160.80
1996年 1510.5 629.14  240.09 377.8 8.31 66850.5 19618.07 417.3 173.81
1997年 1827.9 744.23  245.61 380.8 8.29 73142.7 21352.36 452.6 184.28
1998年 1837.1 736.19  249.54 370.9 8.28 76967.2 23021.76 454.6 182.18
1999年 1949.3 764.34  255.03 359.8 8.28 80579.4 24665.91 403.2 158.10
2000年 2492 910.52  273.69 354.4 8.28 88254 26638.17 407.2 148.78
2001年 2661 943.68  281.98 351.6 8.28 95727.9 28582.76 468.8 166.25
2002年 3255.7 1137.84  286.13 347 8.28 103935.3 29952.54 527.4 184.32

 上述经济变量的数据来自于中国统计年鉴（1990～2003），世界统计年鉴（1983～2003），中国统计局网站。样本数据为1978～2002年，以1978年为基期，用美国消费物价指数分别对EX，FDI进行平减，获得了这些变量的真实值。
 
 一. GRANGER因果关系检验，取α＝0.05
滞后长度m=n Granger因果性 F值 P值 结论
3 FDI→EXPORT
EXPORT→FDI  4.91639
2.40281  0.01419
0.10821 有因果关系
无因果关系
2 exchang→export
export→exchang 3.93427
0.66399 0.03824
0.52696 有因果关系
无因果关系
  考虑到投资与产出之间的时间不一致，在模型中运用滞后三期的实际外商直接投资。同时，汇率的影响也有一个时滞，原因是当一国汇率下降时，当期的生产并不能很快的进行调整。因为当厂商看到这期商品有利可图时，极大可能预测下期的也是这样，从而加大投入。并且根据因果检验的结果，在进行大量尝试后，我们建立如下模型：
EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2EXCHANGEt－2＋β3D1 +β4 D2 ＋μt

二．平稳性检验
1．EXPORT的ADF检验
ADF Test Statistic -1.919734 1%  Critical Value* -4.4691
  5%   Critical Value -3.6454
  10% Critical Value -3.2602

单位根的τ检验结果为：τ＝-1.919734，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明出口的对数序列可能是非平稳序列。

2． FDI的ADF检验
ADF Test Statistic -1.891427 1%  Critical Value* -4.5348
  5%   Critical Value -3.6746
  10% Critical Value -3.2762

单位根的τ检验结果为：τ＝-1.891427，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明外商直接投资的对数序列可能是非平稳序列。

EXCHANGE的ADF检验 （科教作文网http://zw.nseAc.com）
ADF Test Statistic -2.544701 1%  Critical Value* -4.4691
  5%   Critical Value -3.6454
  10% Critical Value -3.2602

单位根的τ检验结果为：τ＝-2.544701，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明外商直接投资的对数序列可能是非平稳序列。

三．协整分析
由于所研究的单个变量都是非平稳序列，在此基础上做的回归将是伪回归,于是我们分别对变量进行两两协整。即两两回归后,对其残差进行单位根检验,经四步十二点法均通过，表明它们两两之间存在一个长期稳定的关系。具体结果是:

出口　FDI   协整　Ｉ（１）
出口　汇率　协整　Ｉ（２）
FDI 　汇率  协整　Ｉ（２）
同时，对长期模型进行回归，得其残差项在水平状态下就已经平稳。从而保证了出口、汇率、外商直接投资之间具有长期稳定关系，在以后作出的回归是真实的，能够反映出真实的经济关系。

四．误差校正
 经过协整分析，发现各变量间存在长期稳定关系，而这种长期稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。就短期而言，各变量可能是不协整的，但一个时期中不均衡的部分（均衡误差）将在下一期中得到校正。
 

第三部分  参数估计及模型检验
对模型：
EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2 EXCHANGEt－2 ＋β3D1＋β4 D2 ＋μt

进行回归的结果为：
 EXt=27.155＋1.705FDIt-3+49.140 EXCHANGEt－2－23.952D1 +87.177 D2
      (34.55)     (0.46)             (7.96)          (40.89)        (64.68)
   T= (0.786)      (3.716)            (6.173)           (-0.586)        (1.348)

 R^2=0.9681    R^2 =0.959     F=113.69    DW=1.8405
Dependent Variable: EXPORT
Method: Least Squares
Date: 12/27/04   Time: 21:00
Sample(adjusted): 1981 2000
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
EXCHANGE_2 49.13961 7.959999 6.173318 0.0000
FDI_3 1.705168 0.458843 3.716229 0.0021
D1 -23.95225 40.89257 -0.585736 0.5668
D2 87.17683 64.67893 1.347840 0.1977
C 27.15488 34.54621 0.786045 0.4441
R-squared 0.968069     Mean dependent var 407.4455
Adjusted R-squared 0.959554     S.D. dependent var 248.1414
S.E. of regression 49.90420     Akaike info criterion 10.87041
Sum squared resid 37356.44     Schwarz criterion 11.11934
Log likelihood -103.7041     F-statistic 113.6904
Durbin-Watson stat 1.840546     Prob(F-statistic) 0.000000

  一．多重共线性修正
从回归结果可以看出,D1、D2的t检验不显著，而模型的整体F检验效果好，说明可能存在多重共线性，下面进行修正。
对变量进行逐个回归
经分析在四个一元回归模型中，FDI滞后三期对出口的拟合效果最好，线性关系强即：
EXt=234.25＋3.832FDIt-3             
 (33.88)     (0.36)           
   T= (6.915)      (10.524)           
 R^2=0.847045    R^2 =0.839398       F=110.7577

逐步回归将其余解释变量逐一带入②式得到如下几个模型 （科教作文网http://zw.ΝsΕAc.Com编辑整理）
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
      (33.24)     (0.23)        (6.37)        
   T= (0.408)      (9.75)       (7.49)         
 R^2=0.963    R^2 =0.959   F=221.33  DW=1.778

EXt=139.73＋3.642FDIt-3＋122.63 D1
      (67.34)     (0.37)     (76.46)         
   T= (2.076)      (9.844)    (1.604)          
 R^2=0.86528    R^2 =0.851103       F=61.018
 
EXt=223.01＋2.445FDIt-3＋231.59 D2
    (30.49)     (0.64)     (92.73)         
   T= (7.314)    (3.803)    (2.497)          
 R^2=0.88484   R^2 =0.87272      F=72.996
 
 从回归结果看,加入汇率的滞后两期后模型的拟合优度显著提高, 而加入D1,D2后效果不明显,且D1的t值不显著.因此以出口,FDI, 汇率的滞后两期为基础再进行回归
EXt=20.57＋2.24FDIt-3+51.17 EXCHANGEt-2－30.32 D1
      (35.06)     (0.24)       (8.01)          (41.64)        
   T= (0.59)      (9.295)       (6.38)          (-0.73)       

 R^2=0.964    R^2 =0.957      F=143.65   DW=1.89
 
EXt=22.01＋1.70FDIt-3+46.35 EXCHANGEt-2+91.55 D2
    (32.71)     (0.45)          (6.24)             (62.91)        
   T= (0.672)    (3.79)          (7.42)              (1.46)       
 R^2=0.967   R^2 =0.961       F=157.96   DW=1.755
 
 
加入D1, D2后可决系数无太大提高.而且其统计量T值越来越小.说明D1,D2对EXPORT的影响不显著，故将D1, D2剔除。得到无多重共线性的方程.
 
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
      (33.24)     (0.23)        (6.37)        
   T= (0.408)      (9.75)       (7.49)         
 R^2=0.963    R^2 =0.959   F=221.33  DW=1.778

二．异方差检验
ARCH Test:
F-statistic 1.019968     Probability 0.415584
Obs*R-squared 3.239020     Probability 0.356221

 对残差序列进行ARCH检验，检验有无异方差，过程阶数P＝3
 假设H0：α1＝α2＝α3＝0
 得Obs*R^2=3.2390 ,查卡方分布表，给定的α＝0.05，自由度为P＝3，得临界值为7.815，接受原假设，无异方差。说明模型中的解释变量包含了充分的信息，不存在变量的遗漏和样本数据的观测误差。

 
三.自相关检验
 从以上的检验中可以看出，DW统计量接近于2，经查表在样本容量为22，解释变量个数为2，显著性水平为0.05的情况下，DL=1.147,DU=1.541 。现在DW=1.778落在了无自相关的区域。说明模型的设定在充分考虑了经济行为的滞后性、通过物价指数最大可能的消除随机偶然因素的影响后，其设定偏误已经很小。对经济现象的解释已经基本上满足了最小二乘的古典假定。
 得到最后模型:
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
    (33.24)     (0.23)           (6.37)        
 T= (0.408)      (9.75)           (7.49)         
 R^2=0.963    R^2 =0.959   F=221.33  DW=1.778

 第四部分：结构分析及政策建议
   从模型得到的回归方程可以看出，外商直接投资对于出口的影响并不是在投资当期就可以明显的表现出来的，它要经过一个较为长期的经济运作过程才能够体现出他对出口的促进效应。三年前的外商在华直接投资每增加一亿美元中国当年的出口额就增加2.27亿美元，之所以相对较小的投资额能够产生较大的出口额，是因为外商在中国的投资主要是资金，而出口商品中不仅包含了资本这一要素，还包含了人力资源，自然资源等多种本土要素。而且从宏观经济学的角度，投资还存在乘数效应，当投资数额为一个单位时对于本国经济增长的拉动将是几个单位,而本国经济的增长又必然会促进我国对外出口。外商直接投资还有其他传统意义上的优点。比如, 通过吸引外商直接投资, 在引进资金的同时还可以引进先进的生产技术和管理经验, 有助于引资国生产技术水平的提高和产业结构的调整和升级。相对来讲, 应该尽量减少对外借款, 其不仅对我国的对外贸易没有贡献, 而且借款必然涉及到归还, 对借款管理不当还会带来风险。因此, 我国要把引资的重点放在引进外商直接投资上。

   方程中汇率的变动对于出口的影响特别大，当汇率前两年的汇率每变动一个单位对于出口的影响将是47.71亿美元，如：汇率从1美元兑换8元人民币变动至1美元兑换9元人民币，我国的出口额将会增加47.71亿美元。从国际经济学的一般观点来看，汇率变动之所以能起到调节出口额的作用是因为它改变了一国出口商品的相对价格。同时汇率的调节作用存在时滞，据西方经济学家的分析，一国货币贬值后，由于进出口商品相对价格的变动与贸易量增减之间存在认识时滞，决策时滞，送货时滞，取货时滞和生产时滞，因此贬值不会立即导致贬值国贸易差额的改善。
 由此我们提出了以下的建议：
 首先，继续引进外资，从质和量两个方面优化外资流入的方位与行业。外资的目的主要是降低成本，短期行为十分严重，而我国开始对引进外资进行产业政策导向的时间又相对较晚。针对目前利用外资地区分布不均、技术档次较低等问题，应重点培育吸引外资的新增长点，通过鼓励外资在新的产业领域投资来实现产业结构的调整。
 其次，我国还应该提高政策透明度，这是国际资本流入的重要参考因素。某些政策调整或政策不到位，制约了外资进入的积极性，所以要简化外资企业的进出口、结售汇环节手续；要优化外资经营的软环境等。
 第三，鼓励企业进行技术改造，提高产品质量，创造中国名牌产品。从长远的角度来看，中国必须有自己的本土性的出口主导产品，这样才能保持出口的长期增长势头，优化出口商品的结构，不仅出口为他国加工的产品，同时发展自己的优势产业从而减弱经济发展对外资的依赖性。
 第四，转变引资观念, 促进我国企业的对外直接投资传统上的利用外资是把外国的资金和技术引入我国, 然后加以利用。但实际上, 开展我国对外直接投资同样可以达到利用外资的效果。比如, 我国可以在技术先进的国家进行直接投资, 并力图使之成为获取该国研究与开发成果的手段, 使子公司成为引进当地先进的技术、生产工艺以及产品设计的海外基地, 以为本企业提供适用的先进技术和管理知识, 并为其分布在世界各地的子公司所共享。并且, 我们的公司可以采取在当地上市获得资金, 或者在当地贷款等方法利用直接外资。我国企业的对外直接投资还处于起步阶段。因此, 政府应该积极引导, 加大境外直接投资对企业发展的重要性的宣传力度; 转变职能, 变过去的国家对境外投资企业的领导管理为企业的境外投资提供方便快捷的服务; 设法给予境外投资企业一定程度的优惠, 并积极同有关国家签订投资保护协定,设立境外直接投资信用担保公司, 提高我国境外直接投资的融资率等, 进而为我国企业“走出去”创造良好的投资环境, 使我国利用外资进入到一个新的层次。

（科教范文网 fw.nseac.com编辑发布）

 第五，因为汇率的轻微变动对于出口的影响都是巨大的，所以对汇率的调节应该保持谨慎。70年代以后，随着新贸易保护主义的发展，非关税壁垒成为贸易保护的主要形式。这种非关税壁垒直接影响着出口商品的数量，致使由汇率变动而引起的价格竞争优势的变化对这些商品的调节作用降低。因此政府的在调节汇率的同时应谨慎使用其他非关税政策。