黃春蘭+李創(chuàng)英

基金項(xiàng)目：2016年桂林理工大學(xué)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育改革示范建設(shè)課程“西方經(jīng)濟(jì)學(xué)”，“國(guó)際貿(mào)易實(shí)務(wù)”

摘 要：此課題基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究，采用Eviews6.0軟件對(duì)廣西與越南2003年-2014年有關(guān)的貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，并建立多元線性回歸模型，結(jié)果證實(shí)越南GDP和人民幣對(duì)越南盾匯率對(duì)廣西出口越南總額均有顯著的影響，揭示了在長(zhǎng)期中人民幣對(duì)越南盾匯率以及越南國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化均會(huì)對(duì)廣西對(duì)越南出口總額產(chǎn)生正向的作用。

關(guān)鍵詞：廣西；越南；出口總額；GDP；匯率；實(shí)證分析

在中國(guó)和東盟自由貿(mào)易區(qū)不斷擴(kuò)大的背景下，中越兩國(guó)在“一帶一路”和“兩廊一圈”框架內(nèi)的合作范圍不斷地?cái)U(kuò)大，廣西位于華夏西南，華南，中南部以及東盟中東市場(chǎng)的中心要道，發(fā)揮著戰(zhàn)略結(jié)合部的作用，而越南是廣西數(shù)十年來(lái)最大的貿(mào)易伙伴。中越關(guān)系正常化以來(lái)，廣西與越南的貿(mào)易規(guī)模達(dá)到了前所未有的水平，其進(jìn)出口貿(mào)易額大幅增長(zhǎng)，兩者的經(jīng)貿(mào)潛力巨大。隨著自由貿(mào)易區(qū)政策的全面實(shí)施，廣西與越南的貿(mào)易關(guān)系將進(jìn)一步深入，研討廣西對(duì)越南出口影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

海內(nèi)外已經(jīng)有很多學(xué)者研究了貿(mào)易的影響因素。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)出口的影響主要是因?yàn)镚DP的出口彈性。楊捷（2007）通過(guò)引力模型分析了中國(guó)與歐盟與東盟貿(mào)易的影響因素。結(jié)果表明了，我國(guó)和東盟貿(mào)易的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值相對(duì)較為靈活，而中國(guó)和歐盟的貿(mào)易人均GDP相對(duì)較為靈活。高峰（2009）分析了我國(guó)不同地區(qū)出口貿(mào)易的影響因素，得出匯率對(duì)中國(guó)出口的影響研究有不同的結(jié)論。陳學(xué)彬（2010）定量分析了一國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和其進(jìn)口國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在各地區(qū)有顯著差異因素的彈性。在國(guó)外，有學(xué)者認(rèn)為匯率變化會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生多方面的影響，Ying Qian和Panos Varangis（1994）認(rèn)為匯率發(fā)生變化對(duì)英國(guó)，瑞典，荷蘭的出口產(chǎn)生了積極的影響。Tauf Choudhry（2005）分析了1974年至1998年加拿大和日本實(shí)際出口量的數(shù)據(jù)變化，結(jié)果表明美元名義匯率波動(dòng)會(huì)顯著抑制美國(guó)出口。人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的影響表明，危機(jī)時(shí)期的世界經(jīng)濟(jì)衰退對(duì)中國(guó)的出口貿(mào)易產(chǎn)生了重大的負(fù)面影響。同期人民幣匯率大幅升值，進(jìn)一步加重了中國(guó)出口貿(mào)易的下滑。從目前的研究角度來(lái)看，我國(guó)學(xué)者主要關(guān)注中國(guó)或東部地區(qū)的研究，對(duì)西部對(duì)外貿(mào)易的研究非常之少，在金融危機(jī)之后，在西部地區(qū)出口影響因素的研究方法中，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多都是采用供需平衡模型，協(xié)整模型等方法進(jìn)行了研究，利用Eviews實(shí)證分析研究外貿(mào)出口影響因素比較少?；谙嚓P(guān)理論研究，筆者采用計(jì)量分析方法對(duì)廣西對(duì)越南出口影響因素做進(jìn)一步的分析。

二、實(shí)證研究

1.變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

由于經(jīng)濟(jì)總量和規(guī)模的變革反映了經(jīng)濟(jì)體制供給能力的變革，所以筆者在此挑選越南GDP作為其中的一個(gè)因素。此外，影響廣西對(duì)越南出口有很多因素。通過(guò)閱覽文獻(xiàn)資料，發(fā)覺(jué)許多學(xué)者在研討這些問(wèn)題時(shí)十分注意匯率變動(dòng)對(duì)出口的影響。因此選取匯率作為影響廣西對(duì)越南出口的另一個(gè)主要因素。本文ER表示人民幣對(duì)越南盾匯率的時(shí)間序列，EX表示廣西對(duì)越南出口額的時(shí)間序列，GDP表示越南國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列，它們分別來(lái)源于2004年-2015年的國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、廣西統(tǒng)計(jì)年鑒、世界銀行，人民幣對(duì)越南盾匯率是通過(guò)計(jì)算得到的，為了消除異方差的影響，筆者對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行了對(duì)數(shù)加工，得到LNEX，LNGDP，而ER可取可不取。對(duì)數(shù)處理不會(huì)改變?cè)瓟?shù)列之間的對(duì)應(yīng)關(guān)系。本文中的所有數(shù)據(jù)處理都使用Eviews6.0操作。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在Eviews中繪出變量的時(shí)間序列圖顯示LNEX、ER和LNGDP都是呈上升的趨勢(shì)，均屬于非平穩(wěn)數(shù)列，可利用ADF對(duì)其平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示。表1中，ΔER、ΔLNGDP、ΔLNEX表示序列的一階差分，Δ2ER、Δ2LNGDP、Δ2LNEX表示序列的二階差分，C、T和L分別表示常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

在表1中，在給定5%的顯著水平下，ER對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量為4.146274大于-1.977738，不能拒絕單位根的零假設(shè)，屬于不穩(wěn)定序列。類(lèi)似地，LNEX、LNGDP、ΔER和ΔLNGDP是非平穩(wěn)時(shí)間序列，ΔLNEX為一階單整序列，而△2ER、△2LNEX、△2LNGDP以給定5%顯著性水平下拒絕單位根的零假設(shè)，因此是平穩(wěn)的時(shí)間序列。這時(shí)，ER、LNEX和LNGDP均為二階單整，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

LNEX和LNGDP，LNEX和ER之間的協(xié)整關(guān)系可通過(guò)使用普通最小二乘法的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整回歸獲得。得到的模型如（1）和（2）所示：

LNEX=2.530044LNGDP-14.1642（1）

（27.44189） （-22.36706）

R2=0.986895 Adj-R2=0.985584

F=753.0572 DW=1.229756

LNEX=0.001973ER-1.885201（2）

（14.18627） （-5.149625）

R2=0.952663 Adj-R2=0.947929

F=201.2503 DW=0.682051

模型（1）的可決系數(shù)為0.986895，進(jìn)行調(diào)整后系數(shù)為0.985584，模型（2）的可決系數(shù)是0.952663，調(diào)整后系數(shù)為0.947929，表明模型（1），（2）具有較高的擬合度。且在兩個(gè)模型中，LNGDP，ER前的系數(shù)為正，表明廣西對(duì)越南出口的增加和越南GDP、人民幣對(duì)越南盾匯率是正向均衡的關(guān)系，即越南GDP、人民幣對(duì)越南盾匯率每增長(zhǎng)1%，廣西對(duì)越南出口總額將會(huì)有相應(yīng)的增長(zhǎng)變化。為了消除偽回歸的結(jié)果，我們還需對(duì)模型的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如表2所示。

表2 殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2中殘差序列對(duì)應(yīng)的ADF檢驗(yàn)值為-2.740708，其P值小于5%，且在顯著性水平下的臨界值為-2.021193，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，且解釋變量與被解釋變量之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。即越南GDP和人民幣對(duì)越南盾匯率每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，則會(huì)引起廣西對(duì)越南出口總額向正方向變動(dòng)2.530044和0.001973個(gè)百分點(diǎn)。

4.回歸分析

建立模型的前提和基礎(chǔ)是闡明因變量與自變量之間的相關(guān)性。為了保證模型的合理性，可以通過(guò)繪制獨(dú)立變量和因變量的散點(diǎn)圖并計(jì)算出獨(dú)立變量和因變量的相關(guān)系數(shù)分析它們的相關(guān)性。只有高度依賴(lài)于因變量的獨(dú)立變量才適合引入模型。由Eviews6.0繪制的散點(diǎn)圖可知，EX隨著ER、EX隨著GDP的增加而增加，再通過(guò)軟件計(jì)算得LNEX與LNGDP、LNEX與ER的相關(guān)系數(shù)分別為0.993426和0.976044，可見(jiàn)它們之間存在較強(qiáng)的線性相關(guān)性，故可將LNGDP、ER兩個(gè)變量作為自變量，LNEX作為因變量引入模型。假設(shè)回歸模型為L(zhǎng)NEX=β0+β1LNGDP+β2ER+ui，運(yùn)用Eviews6.0軟件，以‘lnex c lngdp er得到方程結(jié)果如表3所示：

表3 廣西對(duì)越南出口總額（ex）與越南GDP、匯率ER回歸的結(jié)果

從表3所示結(jié)果可以看出，方程的DW值為1.982925，根據(jù)DW檢驗(yàn)臨界值表，兩個(gè)臨界值DL，DU分別為1.08，1.36。方程的DW值小于2，即在正自相關(guān)的情況下，如果方程的DW大于DU，則可以接受回歸的結(jié)果。顯然，模型不存沒(méi)有自相關(guān)，回歸分析結(jié)果是可以接受的。該模型不具有自相關(guān)性，不需進(jìn)行修正。使用懷特檢驗(yàn)驗(yàn)證模型之間的異方差，得到nR2均小于卡方分布，表明模型中不存在異方差，因此不需要對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)。模型的可決系數(shù)為0.993062，調(diào)整后可決系數(shù)為0.991520，表明模型具有較高的擬合優(yōu)度。由回歸結(jié)果可得出相應(yīng)的線性回歸方程如下：

LNEX=-10.89585+1.839661LNGDP+0.000571ER

（-8.692624） （7.239082） （2.828359）

R2=0.993062 F=644.0838 DW=1.982925

LNGDP，ER前的系數(shù)為正，說(shuō)明越南的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣對(duì)越南盾的匯率均對(duì)廣西出口越南總額有正向推動(dòng)作用。

三、研究結(jié)論和不足之處

1.研究結(jié)論

通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明了廣西對(duì)越南出口總額、越南GDP和人民幣對(duì)越南盾匯率之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，它們的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，但是在一定程度上存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，且呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，變化方向相同。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，廣西出口越南總額和越南國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，廣西出口越南總額和人民幣對(duì)越南盾匯率是長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，也就是說(shuō)越南GDP增加或者人民幣對(duì)越南盾匯率增加時(shí)，廣西對(duì)越南出口總額也會(huì)相應(yīng)的增加。

越南GDP和人民幣對(duì)越南盾匯率存在著拉動(dòng)廣西對(duì)越南出口增長(zhǎng)的現(xiàn)象。模型的各項(xiàng)變量已經(jīng)相當(dāng)大地解釋了廣西對(duì)越南出口總額的變化。出口總額對(duì)GDP、人民幣對(duì)越南盾匯率的彈性分別為1.839661、0.000571，即越南GDP增長(zhǎng)1%，廣西對(duì)越南出口將增長(zhǎng)1.839661%，人民幣對(duì)越南盾匯率每升值1%，廣西對(duì)越南出口將增加0.000571%。進(jìn)一步說(shuō)明越南GDP、ER的增長(zhǎng)對(duì)廣西對(duì)越南出口總額的增長(zhǎng)有著較強(qiáng)的拉動(dòng)作用，三者之間存在較強(qiáng)的互為因果關(guān)系，由此可見(jiàn)廣西出口越南總額對(duì)越南GDP、人民幣對(duì)越南盾匯率都是富有彈性的。這和廣西外向型經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)狀是相吻合的，回歸分析得到變量之間的關(guān)系與根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論得到的預(yù)期關(guān)系也是大體一致的。

2.研究的不足之處

模型樣本使用時(shí)間序列分析，數(shù)據(jù)應(yīng)該是越多越好，本文使用的兩個(gè)解釋變量，個(gè)體內(nèi)變量太少，使得散點(diǎn)圖分析中被解釋變量和解釋變量之間的關(guān)系不明顯，所得結(jié)論沒(méi)有足夠的說(shuō)服力。模型本身也存在不足，盡管取對(duì)數(shù)的解釋變量能夠減小多重共線性的影響，但R2很高，這僅能夠說(shuō)明該方程能較好的解釋影響廣西對(duì)越南出口的影響因素，而擬合率實(shí)際上并沒(méi)有那么高。這可能是本文的不足之處，未來(lái)可考慮完善數(shù)據(jù)的前提下做深入研究。

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作者簡(jiǎn)介：黃春蘭（1994- ），女，壯族，廣西南寧人，桂林理工大學(xué)管理學(xué)院在校學(xué)生