葉蕊+孫素梅

【摘要】本文通過1992年到2014這22年的SITC5到SITC8商品的貿(mào)易數(shù)據(jù)來分別測算兩個國家工業(yè)制成品的靜態(tài)和動態(tài)G-L指數(shù)，從而了解研究同類工業(yè)制品在中國和韓國相互進口出口的狀況。然后選取了韓國對中國的直接投資、他們兩國貿(mào)易差額狀況以及人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的差額，規(guī)模經(jīng)濟在中國工業(yè)產(chǎn)業(yè)的狀況，以及中國的市場大小作為解釋變量，分析他們會引起GL指數(shù)怎樣的變動。

【關(guān)鍵詞】產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易；工業(yè)制成品；貿(mào)易水平

古典經(jīng)濟學認為每個國家應(yīng)該專注生產(chǎn)在本國制造成本相對較低的產(chǎn)品，從別的國家直接購買在本國生產(chǎn)成本較高的另外一種商品。但是隨著國家間的經(jīng)濟不斷發(fā)展深化，一個國家不僅是自己將某種產(chǎn)品銷往別國，也會從別的國家購買相似的產(chǎn)品，從而出現(xiàn)同種類商品在兩國之間的相互進出口，這便叫做產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易反映了世界經(jīng)濟的進一步發(fā)展，表明國家貿(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟關(guān)系的不斷深化。

一、中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的測算指標

（一）產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的測量

關(guān)于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的測量有許多種計算方式，本文選擇最為普遍運用的格魯貝爾-勞埃德指標（G-L指標）。

X是中韓貿(mào)易出口額，M是中韓貿(mào)易進口額，TIMB即中韓貿(mào)易進出口額差值與進出口額之和的比值。中國工業(yè)規(guī)模經(jīng)濟水平（SCALE）是選擇用大中型企業(yè)生產(chǎn)值和工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示。中韓兩國市場規(guī)模（MAR）是用中韓兩國GDP的平均值來表示。中韓經(jīng)濟水平的差距（GDPG）是用中韓人均GDP的差除以中韓人均GDP之和表示。

（二）中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實證檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

如表1所示，為了確定數(shù)據(jù)會不會偽回歸，對于本文采用的時間序列數(shù)據(jù)，我們首先采用ADF（Augment Dikey-Fuller）方法分別對LN（G L）、LN（FDI）、LN（G D P G）、LN（M A R）、LN（SCALE）、LN（T IM B）的時間序列進行單位根檢驗，滯后階數(shù)根據(jù)AIC準則判斷。

根據(jù)單位根檢驗結(jié)果可得，除LN（T IM B）外，其余變量的ADF統(tǒng)計量值均大于5%的概率條件下的臨界值，可以判定它們并不平穩(wěn)，會存在單位根。將數(shù)據(jù)進行一階差分，檢驗經(jīng)過這樣操作后的時間序列數(shù)據(jù)是否穩(wěn)定。一階差分后的對數(shù)數(shù)列檢驗結(jié)果如表2所示。

通過檢驗結(jié)果可以得出，差分后的對數(shù)時間序列數(shù)據(jù)的檢驗值均比5%的概率條件下的臨界值要小，拒絕原假設(shè)，因此它們是穩(wěn)定變量，不存在單位根的可能性很大。

2.殘差項檢驗（如表3所示）

3.啟相關(guān)性檢驗

模型的杜賓華森檢驗值是2.0028，跟2很靠近，說明序列不存在自相關(guān)性。

4.多重共線性檢驗

將各個變量制作相關(guān)系數(shù)矩陣，得出如表格4所示的結(jié)果。

從表格4中可以看出，ln（gd pg）和ln（mar）之間可能存在多重共線性，而其余變量之間多重共線性較弱，并不會產(chǎn)生很大影響。

5.線性回歸模型

（1）OLS回歸

對模型線性回歸，最終得出如表5所示的結(jié)果。

在擬合優(yōu)度檢驗中，模型的R^2等于0.849623，經(jīng)過調(diào)整后的值等于0.805395，這說明模型解釋程度較好。模型的F值為19.20988，P值小于0.05，通過了F檢驗，模型整體而言是顯著的，滿足方程成立條件。DW值在2左右，說明變量數(shù)據(jù)之間不存在自相關(guān)。

（2）協(xié)整檢驗

將LN（G L）、LN（FD I）、LN（SCALE）、LN（TIM B）聯(lián)合構(gòu)建var模型，為了滿足AIC以及SC盡量最小，從而判斷滯后階數(shù)1是最優(yōu)的選擇。將所確定的參數(shù)利用Eviews軟件進行Johansen協(xié)整檢驗，得到跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量的檢驗，分別如表6所示。

根據(jù)跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果，T₀=79.5742 3>54.07904，即拒絕原假設(shè)“0個協(xié)整關(guān)系”；T₁=43.46937>3 5.1927 5，即拒絕原假設(shè)“最多存在一個協(xié)整關(guān)系”；T₂=18.1690 5<20.26184，即接受原假設(shè)，說明參數(shù)之間最多存在二個協(xié)整關(guān)系。同時，最大特征值統(tǒng)計量檢驗結(jié)果也同樣表明三個變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系。綜上所述，即一階差分后的LN（GL）、LN（FDI）、LN（SCALE）、LN（TIMB）是有協(xié)整關(guān)系，彼此有著長期的相互影響的聯(lián)系。

最終得出以下回歸方程：

（三）實證檢驗結(jié)果.

韓國對中國直接投資額（FDI）每上升一個百分點，會使得最終計算數(shù)值上升0.0786 52個百分點。由此可見，韓國對中國投進的錢和資本以及別的直接投資愈多，會帶來了產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的提高。

貿(mào)易不平衡指標值（TIMB）每增長1%，產(chǎn)品G L值將減少0.11077個百分點。中韓貿(mào)易不平衡程度和中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平變化方向相反，貿(mào)易不平衡越嚴重，產(chǎn)品的相互進出口就越不可能發(fā)生。

中國工業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟（SCALE）每增加一個百分點，G L數(shù)值就會降低0.3361%左右，這說明SCALE與G L指數(shù)負相關(guān)。

中國市場大?。∕AR）每擴大1%，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)就會提高0.10359個百分點。中國與韓國經(jīng)濟上的差距每變大1%，會使最終結(jié)果降低0.168左右個百分點。但由于MAR和GDPG兩個變量沒有通過t檢驗，所以他們對指數(shù)的影響可以說不是很明顯的，經(jīng)濟學意義不是很大。

三、結(jié)論

通過綜合分析，本文認為中韓兩國工業(yè)制成品主要還是以同類產(chǎn)品相互進出口居多?；瘜W制品產(chǎn)業(yè)中，產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易額占比仍然較大，但這個比重逐漸降低開始偏向相互進行進出口貿(mào)易。而中韓兩國勞動密集型的工業(yè)制品和資本密集型的機械設(shè)備工業(yè)制成品貿(mào)易大多數(shù)以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易是衡量一國經(jīng)濟發(fā)展水平的主要參考指標，從結(jié)果可以看出，隨著近些年的調(diào)整與進步，中國資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)G L指數(shù)在逐漸提高，這種貿(mào)易變化使中國勞動力密集型產(chǎn)品貿(mào)易居主要地位的狀況得到了一定程度的改善，表明我國的經(jīng)濟水平有了進步。endprint