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1、基于两个虚拟变量剖析我国外贸依存度的高速攀升王明王明严严（海南经贸职业技术学院 国际贸易系，海口 571127）摘 要：本文结合汇率调整和利用 FDI 调整政策两虚拟变量对我国外贸易依存度和 FDI、GDP在 1986-2007 年间的时间序列进行协整分析，结果表明：我国外贸依存度与 FDI、GDP 两个变量间存在着较显著的正向长期均衡关系，短期内 FDI 对外贸依存度的短期偏离有较快的反向修正；无论是在长期还是短期内，汇率虚拟变量对外贸依存度有较大影响。关键词：外贸依存度；高速攀升；虚拟变量；协整分析一、引言国际产业转移与贸易投资一体化使我国目前成为吸收外资的最大经济体，由此使得加工贸易成为
2、我国近阶段的主要贸易方式。偏重的加工贸易、经济的持续快速增长及其它因素携同拉升了我国的对外贸易依存度（Foreign Trade Dependence，FTD） 。外贸依存度反映了一国在一定时期内参与国际经济活动的深度与广度，同时也是衡量一国经济对外部经济依赖程度的一个重要指标。一般而言，该值越高即表明该国的经济外向程度就越高，其利用世界资源、参与世界财富分配的能力也就越强，有利于资源在国际间的有效配置，但同时也意味着该国经济对外依赖程度的增大，很容易受到来自国际贸易领域和其它领域动荡的冲击，2008 年的全球金融风暴已充分印证了这一点。一国的 FTD 不仅与该国的产业结构、经济发展水平及汇率
3、有关，同时还与该国的对外经贸政策有关。改革开放以来，我国政府实行积极的外贸政策：大力发展对外贸易，特别是扩大出口贸易，积极利用外资等。 “七五”以来，我国外商直接投资每年以近 22.2%的平均速度增长，GDP 以近 10%平均增速在高速增长，对外贸易以近 17.6%的平均速度增长，其中加工贸易以 25.3%的平均速度增长，由此引发了我国 FTD 以 5.3%的平均速度增加，至 2006 年我国 FTD 已达到 67%。当然，其间的汇率改革对拉升我国 FTD 攀升也起到助催化剂的作用。所以结合汇率调整政策来实证分析 FTD 与FDI、GDP 间的关联度将有助于更好地剖析我国 FTD 高速攀升的原
4、因。二、 模型建立及检验（一）变量的设定及数据来源在我国多次汇率调整中，1994 年的汇率改革对我国进出口贸易的影响最大，所以 1994 年前后两个时期，变量间的关联度将有较大的差异；同时，1996 年我国进入利用 FDI 的结构调整阶段，1所以其前后两个时段的变量间也将具有不同的关联度。为了更好地体现不同阶段政策因素的影响、提高模型的精度、减少模型设定的误差、避免因直接分段回归所导致的样本容量的减少和精度的降低，笔者将在模型中引入两个虚拟变量 D1 和 D2：被解释变量为我国每年的 FTD，解释变量为每年我国实际利用的 FDI、GDP。本文所用数据均来源于中国统计年鉴 2008 ，由于我国
5、2008 年对外贸易量受外部金融风暴影响较大，不能正实地反应我国的对外贸易依存度，所以用于协整分析的数据只选取 1986-2007 年这一段相对平稳的数据。（二）计量模型在对经济变量的时间序列进行分析时首先要对变量做 ADF 平稳性检验，判断各变量是否是同阶单整的，即是否是平稳的时间序列。在各变量为平稳时间序列的前提下，如果各变量间的某种纯线性组合也是平稳的，变量间则存在协整关系。否则，如若对非平稳时间序列使用传统方法来估计变量间的关系可能会导致错误的判断。Stock(1987)证明了对存在协整关系的时间序列，可以直接使用传统的 OLS 方法对其进行估计。为消除异方差，分别对贸易依存度（FTD
6、）和外商直接投资（FDI）和 GDP 取自然对数，取对数后将会更容易得到平稳数据，且不会改变时间序列的性质和相互关系。本文利用 OLS 方法对时间序列进行模型估计的步骤如下：第一步，根据 E-views3.1 软件输出的三个变量间的相关系数矩阵及其滞后长度，初步估计三变量间的模型为：LNY = C+b0LNXt+biLNX1t-i+c0LNX2t+ciLNX2t-i+0D1 +1D2+2 2D1*LNX1t+3 3D2*LNX1t+4 4D1*LNX2t+5 5D2*LNX2t+et （1）其中 Yt=FTD , X1t=FDIt，X2t=GDPt, i=0、1、2。先从滞后两期开始检验，以分
7、步试探法进行验证：从方程包含有两个解释变量和两个虚拟变量的所有组合项开始验证，逐步删除不显著项或对整个模型影响不显著项，最后从中选取一个最优者作为最终的计量模型。如果检验结果符合经济意义就进行模型设定的第二步，否则，改为滞后一期再进行检验，如果仍然不合要求则去掉所有滞后项再进行检验，若符合要求，则进入第二步，否则重新设定模型。第二步，误差修正模型的建立。协整关系只是反映变量间的长期均衡关系，如果由于某种原因使变量在短期内出现偏离均衡的现象，则必然要通过对误差的修正使其重返均衡状态，所以误差修2正模型是协整分析的一个延伸。根据第二步检验结果所确立模型中的 et建立误差修正模型：LNYt =0+e
8、t-1 +iLNX1t-i+iLNX2t-i+iLNYt-i-1+1(D1*LNX1t)+2(D2*LNX1t)+ 3(D1*LNX2t)+ 4(D2*LNX2t) (2)其中为 et-1长期均衡误差, 为短期调整系数。（三）模型的检验及结果1.1.平衡性检验平衡性检验利用 E-views3.1 软件对 LNY、LNX1 和 LNX2 及其差分LNY、LNX1 和LNX2 进行单位根 ADF检验，检验结果如表（1）示。表(1) 单位根 ADF 检验结果表变量检验形式ADF 值临界值结论LNX1（C， 0， 1）-2.04-2.65 (10%)非平稳LNX1（C， 0， 1）-2.86*-2.6
9、5 (5%)平稳LNX2（C， 0， 1）0.78-2.65 (10%)非平稳LNX2（C， 0， 1）-4.07* *-3.83 (1%)平稳LNY（C， 0， 1）-0.24-2.65 (10%)非平稳LNY（C， 0， 1）-3.45*-3.03 (5%)平稳注： ， ， 分别表示在 1%，5%和 10%的水平上显著。以下各表同。由表（1）可知：三个变量原始时间序列在 10%的显著性水平上均不能拒绝存在单位根的假设，为非平稳时间序列，而一阶差分均在 5%以上的显著性水平上均拒绝了存在单位根的假设，表明三个变量的一阶差分都是平稳的，三变量同为一阶单整 I（1） ，可以进一步检验其间的协整关
10、系。2.2.协整检验协整检验协整检验过程中发现：无论是滞后期是 2 还是 1，模型变量系数的 t 值很小，且个别变量系数为负，不符合现实经济意义，当去掉所有滞后项再进行检验，结果显示各个解释变量的系数均为正,符合经济意义要求，所以滞后长度定为 0；两虚拟变量与 LNX2 的组合项及含 D2 的截距项对模型的影响并不显著，所以模型中仅保留 D1、D2 与 LNX1 的组合项及 D1 截距项；D2*LNX1 的系数很小，当去掉该项再进行验证发现模型变得更差。可见，含虚拟变量 D2项的系数虽然比较小，对被解释变量的解释力度不大，但对模型的整体影响较大。所以回归模型可定为：lnY=-4.34 + 0.
11、84LNX1t + 0.34LNX2t + 4.59D1 0.76D1*LNX1t 0.05D2*LNX1tt 值 (-3.57) (1.97) (1.82) (2.0) (-1.95) (-2.6) 3R2=0.91 ad-R2=0.88 F=29.1 DW=2.1根据 D1 和 D2 在不同时间段的取值可将回归方程写成分段函数形式：为了进一步考证对方程（1）的回归是否是伪回归，还需要对其残差 et 进行 ADF 单位根检验，回归结果如表（2）示：表（3） 残差et的单位根检验结果变量检验形式ADF 值临界值（1%）结论et（C， 0，1）-5.07-3.83平稳可见，对方程（1）的回归残差
12、在 1%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明是平稳的，从而说明我国的外贸依存度 FTD 与外商直接投资和 GDP 之间是协整的,存在长期稳定关系。3.3.误差修正模型（误差修正模型（ECMECM）检验）检验建立误差修正模型首先要选择每一个变量的滞后长度，这里借鉴 Hendry(1991)的从一般到个别的建模方法。开始对 X1 和 X2 分别选取滞后长度为 3，然后删除不显著的滞后期项以获取最终的简洁形式模型。在对方程（2）进行误差修正模型检验且没有加入虚拟变量 D1时，无论如何调整滞后长度都无法通过显著性检验，而加入 d(D1*LNX1)项后的检验结果下：dLNYt =-0.28dLNX
13、1t-1+0.43dLNX1t-2+0.26dLNX2t-2-0.32dLNX2t-3+0.10d(d1*LNX1)+0.83dLNYt-1-0.66et-1t 值 (-2.39) * (2.68) * (1.7) * (-1.91) * (3.96) * * (3.81) * * (-2.47) *R2=0.78 ad-R2=0.65 AIC=-2.25 DW=2.4误差修正模型的拟合优度较高，回归系数的 t 值较显著，AIC 值较小，DW 值在不存在自相关范围内，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。三、回归结果解释及结论（一）回归结果解释1.分析结果表明外商直接投资和我国的 GDP 是我
14、国 FTD 高速攀升的重要解释变量，它们之间存在长期均衡关系，在 1986-1994 年间没有汇率调整和 FDI 结构性调整政策的影响下，FDI 每增加1%，将引起当年 FTD 0.08%的增长，FDI 对 FTD 的拉动作用不大，反映出外商直接投资的“贸易替4代效应” ，与我国当时对外资企业实行的“进口替代”政策相一致；1995 年开始由于受汇率调整的影响回归方程的直线斜率与截距均发生较大变化，尤其是斜率的变化体现出汇率政策影响的显著性，FDI 每增加 1 个百分点，FTD 将增加 0.84 个百分点，外商直接投资体现出“贸易互补效应” ；1996年之后，由于受对 FDI 进行结构性调整政策
15、的影响，直线斜率略小于 1995 年的斜率而趋于平稳，FDI 每增加一个百分点,相对于上一年对 FTD 的影响减小 0.05 个百分点，符合现实经济特征和理论预期。2.在 1986 年到 2007 年这段时间内，我国经济保持持续稳定增长，GDP 对我国 FTD 的拉升作用也相对稳定：GDP 每增长一个百分点我国 FTD 将增长 0.34 个百分点，与理论预期基本一致。3.由误差修正模型的检验过程可知，变量间的关系受汇率政策影响较大；由误差修正模型的检验结果可知，两个解释变量与贸易依存度的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度较快，每一年对上年度的非均衡误差以 66%的较大比率予以快速纠正。4.从长期均衡关系式可以看出，在 1994 年汇率改革之前，由 GDP 的增长对 FTD 的拉动作用是FDI 作用的 4.25 倍，汇率改革后由 FDI 的增长对 FTD 的拉动作用是 GDP 的 2.5 倍，对 FDI 实施结构性调整后，两者对 FTD 的拉升作用之比回调到 2.3 倍，只回调了 0.2 倍，这充分体现出汇率改革政策对 FTD 的影响之大。（二）结论综上分析可知，FDI 和 G
