自1999年以來,中俄貿(mào)易呈現(xiàn)較好的增長態(tài)勢,大部分年份的增長率都高達30%以上。中俄十多年貿(mào)易呈現(xiàn)出總量起點低,早期年度波動大但趨勢平緩,2000年以后呈加速增長的兩階段特征[1]。2007年起,中俄貿(mào)易額呈 M 型的波動趨勢??傮w上,中俄貿(mào)易總額除 2009 與 2015 年出現(xiàn)了約1/3的下降外,整體保持了8. 25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面,除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差,以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外,中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[2]。
當前,我國與俄羅斯之間的機電貿(mào)易保持高速穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢。從商品類別看,我國對俄羅斯出口的機電產(chǎn)品主要有以下幾大類:通信設備及零件、自動數(shù)據(jù)處理設備及其零附件、汽車及其關鍵零附件、電工器材、日用機械和家用電器等;我國從俄羅斯進口機電產(chǎn)品的主要類別有:核反應堆及零件、航空航天器及零件、儀器儀表、電工器材、電子元器件和農(nóng)業(yè)機械及其零附件等[3]。
經(jīng)過實際情況分析比較,最終選擇以下幾類數(shù)據(jù)作為變量進行研究:
變量解釋:對外貿(mào)易開放度
表1 變量分析表
本文選取中國與俄羅斯貿(mào)易往來相關數(shù)據(jù)進行分析研究,時間跨度為1999-2018年,總計包括20年數(shù)據(jù)。其中中俄兩國GDP、中俄人均GNI、俄羅斯人口數(shù)據(jù)來自World Bank Database;俄羅斯對外出口總額、中國對俄機電出口總額數(shù)據(jù)來自UN- COMTRADE數(shù)據(jù)庫;貿(mào)易開放度以及GNI絕對差值由相關數(shù)據(jù)整理得出,數(shù)據(jù)分析軟件為Eviews 10。
總體上,中俄貿(mào)易總額除 2009 與 2015 年出現(xiàn)了約1/3的下降外,整體保持了8. 25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面,除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差,以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外,中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[3]。表2為中國與俄羅斯貿(mào)易往來收集的相關數(shù)據(jù),時間跨度為1999-2018年。
表2 1999—2018中國與俄羅斯貿(mào)易往來數(shù)據(jù)
(1)運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸,結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。輸出結(jié)果可得F=173.43>F0.05(6,20)=2.51(顯著性水平a=0.05),表明模型從整體上看鋼材供應量與解釋變量之間線性關系顯著。
(2)計算解釋變量之間的簡單相關系數(shù),結(jié)果如表3所示。
表3 數(shù)據(jù)收集表
由表3可以看出,解釋變量之間存在高度線性相關性。表明模型確實存在嚴重的多重共線性。
(1)每個變量對Y的一元回歸結(jié)果如表4所示:
表4 各變量一元回歸結(jié)果表
(2)根據(jù)實際分析比較,首先選取線性關系最強、擬合度最好、實際經(jīng)濟意義最重要的中國GDP(CGDP)作為主要解釋變量帶入,得到結(jié)果:
t0.02(518)=2.10<3.4,t0.02(518)=2.10<11.6,方程保留。
(3)將經(jīng)濟意義重要 的解釋變量貿(mào)易開放度(DE)帶入,得到結(jié)果整理可得:
t0.02(517)=2.11,方程保留。
(4)將解釋變量中俄兩國人均GNI絕對差值(GNI)帶入,得到結(jié)果整理可得:
t0.02(516)=2.12,截距項不顯著,去掉重新估計結(jié)果可得:
保留結(jié)果,隨后進行其他解釋變量的回歸分析,結(jié)果顯示其余變量均不顯著,因此上述結(jié)果即為逐步回歸后的最優(yōu)模型。
(1)White檢驗。
將模型進行White檢驗后結(jié)果可得P值:0.2432>0.05,因此可得該回歸模型中不存在異方差。
(2)自相關檢驗。
根據(jù)回歸模型最后結(jié)果可以得出:
DW=1.63,T=20,k=3,給定α=0.05,得DW檢驗臨界值dL=1.00,dU=1.68,dL 綜上所述,該模型不存在異方差與自相關,不需要消除異方差和自相關。 通過對機電出口額序列(y)和機電出口額差分序列D(y)的相關圖、偏相關圖分析判斷其平穩(wěn)性以及識別模型形式。Eviews得出的機電出口額序列(y)的相關和偏相關圖中有一個單位根,P值大于0.05,因此機電出口額(y)是一個非平穩(wěn)序列。 Eviews得出的機電出口額差分序列D(y)的相關圖可以看出衰減較快,偏相關圖中沒有單位根,P值小于0.05,因此機電出口額差分序列D(y)是一個平穩(wěn)序列,此模型不存在AR、MA、ARMA或ARIMA過程,不需要建立時間序列消除自相關,模型的隨機誤差序列也達到了非自相關的要求,可以把上述模型作為最終估計結(jié)果。 根據(jù)最后模型可得出以下結(jié)論: (1)中國GDP(CGDP)系數(shù)為正,說明中國GDP的增長對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中國GDP的增長一定程度上說明中國機電產(chǎn)品的產(chǎn)出增加,有利于對外出口,能夠促進中國對俄羅斯的機電產(chǎn)品出口。 (2)俄羅斯對外貿(mào)易開放度(DE)系數(shù)為正,說明俄羅斯對外貿(mào)易開放程度對中俄機電貿(mào)易起促進作用。俄羅斯對外貿(mào)易開放程度越高,說明俄羅斯進出口額占GDP比重增加,俄羅斯對外貿(mào)易需求增加,貿(mào)易往來增加,增加中國對俄羅斯機電產(chǎn)品的出口。 (3)中俄人均GNI絕對差值(GNI)系數(shù)為負,說明其值的減少對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中俄人均GNI絕對差值越小,說明中俄兩國居民人均收入水平越接近,兩國居民的消費水平也越接近,兩國的商品需求也越接近,商品的流通和銷售會更加容易,有利于中國機電產(chǎn)品在俄羅斯的銷售。 首先,中國應積極推進 “一帶一路”建設,促進過剩產(chǎn)能的跨境轉(zhuǎn)移,加快我國國內(nèi)要素資源配置的效率提升。通過培育具有競爭力的自主品牌和高新技術產(chǎn)業(yè)繼續(xù)貫徹落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展這一戰(zhàn)略目標,不但要減少出口產(chǎn)品中工業(yè)制成品的比重,還要不斷提升深加工與高附加值產(chǎn)品在我國對外貿(mào)易產(chǎn)品中的比重,進而促使中俄雙邊貿(mào)易規(guī)模進一步擴大。中俄兩國雖然接壤,但接壤地處俄羅斯遠東地區(qū),地處邊緣,人口較少,生產(chǎn)技術和基礎設施方面都相對落后。因此,制度層面上,中俄可以加強“一帶一路”和歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟的對話,加強中蒙俄經(jīng)濟走廊建設,推動制度、人員和設施的互聯(lián)互通[4]。 其次,重視中俄雙邊貿(mào)易服務體系的構建。在信息服務方面,設立專業(yè)信息服務平臺,對貿(mào)易對象國在經(jīng)濟動向、市場需求、政策法規(guī)等方面的信息進行收集、整理和及時反饋[5]。金融服務層面,加大對企業(yè)出口貿(mào)易的融資、擔保力度,簡化業(yè)務流程,提高企業(yè)出口貿(mào)易融資效率。3.4 平穩(wěn)性檢驗
4 結(jié)果分析
5 相關政策建議