李小虹

(河池學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣西 宜州 546300)

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的快速發(fā)展，跨地區(qū)跨組織的分工合作已從產(chǎn)業(yè)間分工向產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工和產(chǎn)品內(nèi)分工發(fā)展，因而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易已成為國(guó)際貿(mào)易的主要潮流和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題。趙放等(2010)、劉雪佳等(2013)、黃慶波等(2014) 分別測(cè)算了中國(guó)與日本制成品、中國(guó)與其他金磚國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品、中國(guó)與韓國(guó)工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平及結(jié)構(gòu)，并對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究；韋蘇倢(2006)在論述了中國(guó)西南和東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；張曉濤(2008)等對(duì)我國(guó)與東盟的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易狀況進(jìn)行了分析等。本文試圖將我國(guó)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品分為食品制造業(yè)、礦產(chǎn)及化工制造業(yè)、皮類與林木制造業(yè)、生活日用品制造業(yè)、礦物與金屬制造業(yè)、高端設(shè)備制造業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)七個(gè)產(chǎn)業(yè)類，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建逐步回歸模型對(duì)2007—2016年我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效益進(jìn)行實(shí)證研究，以期為貿(mào)易當(dāng)局提供經(jīng)驗(yàn)參考。

2 模型構(gòu)建與變量解釋

2.1 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建多元回歸模型：

y=β0+β1x1+β2x2+L+βpxp+ε

(1)

來(lái)對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行探究，式中y為因變量，x1,x2,…,xp為自變量，β0為回歸常數(shù)，β1,β2,…,βp為模型中的未知參數(shù)，ε為隨機(jī)誤差。

在給定x條件下對(duì)式(1)兩邊求期望，則有：

E(y)=β0+β1x1+β2x2+…+βpxp

(2)

由于多元線性回歸的表示形式較為復(fù)雜，因此我們通常采用矩陣形式表示:

Y=(y1,y2,…,yn)T，β=(β1,β2,…,βp)T，ε=(ε1,ε2,…,εp)T

(3)

模型用矩陣表示為：

Y=Xβ+ε

(4)

其中，X是nx(p+1)矩陣。

多元線性回歸的假設(shè)，除了需要滿足一元線性回歸的原假設(shè)。還需要滿足:

rank(X)=p+1

2.2 變量解釋

本文將我國(guó)對(duì)外出口貿(mào)易產(chǎn)品分為食品制造業(yè)、礦產(chǎn)及化工制造業(yè)、皮類與林木制造業(yè)、生活日用品制造業(yè)、礦物與金屬制造業(yè)、高端設(shè)備制造業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)七個(gè)產(chǎn)業(yè)類，并作為模型中的七個(gè)自變量。其中：食品制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(1)、(2)、(3)、(4)類；礦產(chǎn)及化工制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(5)、(6)、(7)類；皮類與林木制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(8)、(9)、(10)類；生活日用品制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(11)、(12)類；礦物與金屬制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(13)、(14)、(15)類；高端設(shè)備制造業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(16)、(17)、(18)、(19)類；其他產(chǎn)業(yè)包括年鑒貿(mào)易分類中的(20)、(21)、(22)類。因變量采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量指標(biāo)，并按每年的匯率將所有變量的計(jì)量單位進(jìn)行統(tǒng)一。原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2008—2017)。

3 實(shí)證過(guò)程

3.1 相關(guān)分析

從模型相關(guān)陣表1看出，因變量Z與變量Y1、Y3、Y5、Y6、Y7的相關(guān)系數(shù)都在0.7以上，根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)的劃分，認(rèn)為自變量Y1、Y3、Y5、Y6、Y7和因變量Z之間存在著的相關(guān)關(guān)系一般，而自變量Y2、Y4與因變量Z之間的相關(guān)性相對(duì)較弱，且都為正相關(guān)，自變量變化越大則因變量變化越大。

表1 模型相關(guān)性

注：*.表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；**表示在0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

3.2 多元線性回歸分析

由表2可知，復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.999，決定系數(shù)R2=0.998，反映了在因變量Z的變化中可以用自變量來(lái)解釋的比例為99.8%，R2較大，由此可見解釋變量與被解釋變量間的關(guān)系非常的密切，說(shuō)明該模型對(duì)樣本的擬合效果非常好。

表2 模型匯總

由方差分析表3可知，F(xiàn)=125.359，p=0.008，回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示非常顯著，所有產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效益均具有十分明顯的線性影響效果，即通過(guò)了回歸方程顯著性F檢驗(yàn)。

表3 方差分析

由表4可知：盡管該模型擬合效果不錯(cuò)，模型中的回歸系數(shù)都不能通過(guò)0.05顯著性水平下得顯著檢驗(yàn)，此模型不能用于應(yīng)用，需進(jìn)一步進(jìn)行逐步多元回歸分析。

表4 多元回歸結(jié)果

3.3 逐步多元線性回歸分析

從輸出結(jié)果中表5和表6可以看出，逐步回歸的最優(yōu)子集為模型5。

表5 模型匯總

注：1.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3；2.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3，Y1；3.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3，Y1，Y5；4.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y1，Y5；5.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y1，Y5，Y2。

表6 方差分析表

注：1.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3；2.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3，Y1；3.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y3，Y1，Y5；4.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y1，Y5；5.預(yù)測(cè)變量: (常量)，Y1，Y5，Y2。

對(duì)模型5進(jìn)行具體分析，由表7可得回歸方程如下：

由此可知，近十年來(lái)我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易存在顯著經(jīng)濟(jì)效益的產(chǎn)業(yè)為：食品制造業(yè)，其中包括活動(dòng)物、動(dòng)物產(chǎn)品 、植物產(chǎn)品、動(dòng)、植物油、脂及其分解產(chǎn)品、精制的食用油脂、動(dòng)、植物蠟、食品；飲料、 酒及醋、 煙草、 煙草及煙草、代用品等產(chǎn)品；礦產(chǎn)及化工制造業(yè)，其中包括礦產(chǎn)品、化學(xué)工業(yè)及其相關(guān)工業(yè)的產(chǎn)品、塑料及其制品，橡膠及其制品；礦物與金屬制造業(yè)包括石料、石膏、水泥、石棉、云母及類似材料的制品、陶瓷產(chǎn)品、玻璃及其制品、天然或養(yǎng)殖珍珠、寶石或半寶石、貴金屬、包貴金屬及其制品、仿首飾、硬幣、賤金屬及其制品。食品制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益最大，其對(duì)于GDP的增長(zhǎng)彈性達(dá)到72.168；礦物與金屬制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益次之，其對(duì)于GDP的增長(zhǎng)彈性達(dá)到35.028；而礦產(chǎn)及化工制造業(yè)存在一定的負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明礦產(chǎn)及化工制造業(yè)出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的擠出效應(yīng)。食品制造業(yè)與礦產(chǎn)與金屬制造業(yè)強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)效益體現(xiàn)出我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)仍停留在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。

表7 逐步多元回歸結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

在將我國(guó)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品分為七大產(chǎn)業(yè)類的基礎(chǔ)上，構(gòu)建逐步多元回歸模型對(duì)2007—2016年我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效益進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示食品制造業(yè)、礦物與金屬制造業(yè)和礦產(chǎn)及化工制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著效益，其中食品制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益最大，其對(duì)于GDP的增長(zhǎng)彈性達(dá)到72.168；礦物與金屬制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益次之，其對(duì)于GDP的增長(zhǎng)彈性達(dá)到35.028；而礦產(chǎn)及化工制造業(yè)存在一定的負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明礦產(chǎn)及化工制造業(yè)出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的擠出效應(yīng)。食品制造業(yè)與礦產(chǎn)與金屬制造業(yè)強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)效益體現(xiàn)出我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)仍停留在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。由此可見，在面臨外部需求和內(nèi)在支撐均不足的雙重壓力下，加快提高資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易的正向經(jīng)濟(jì)效益已成為新時(shí)代促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的緊迫新途徑。

[1] 王威峰,盧玉桂.我國(guó)工業(yè)研發(fā)存量對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響及發(fā)展策略——基于后危機(jī)時(shí)代省際面板數(shù)據(jù)分析[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí),2017，(04):62-67.

[2] 趙放,李季.中日雙邊產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易及影響因素實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2010，(10):35-40.

[3] 黃慶波,戴慶玲,李焱.中韓兩國(guó)工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的測(cè)度及影響因素研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2014，(01):92-98.