中國大陸與香港地區(qū)的貿(mào)易研究

摘 要：運用引力模型對大陸與香港地區(qū)貿(mào)易流量進(jìn)行了實證研究，結(jié)果顯示，中國大陸的經(jīng)濟總量、經(jīng)濟發(fā)展水平對兩岸的貿(mào)易流量影響顯著。政治投資環(huán)境的影響也較為顯著。中國大陸經(jīng)濟發(fā)展總量多、經(jīng)濟發(fā)展水平好、政治投資環(huán)境良好時兩地貿(mào)易量多，而香港地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與兩岸貿(mào)易量的關(guān)系則不是很密切。

關(guān)鍵詞：引力模型；貿(mào)易流量；投資環(huán)境；中國大陸；香港地區(qū)

中圖分類號：F72 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）04-0189-02

香港具有優(yōu)越的地理位置，是中國重要的再出口貿(mào)易的中心。1978年以前，中國大陸與香港地區(qū)的貿(mào)易規(guī)模極其有限。隨著中國改革開放政策的實行，兩岸的經(jīng)貿(mào)往來才得到蓬勃的發(fā)展。20世紀(jì)80年代起，中國大陸取代美國成為香港最大的貿(mào)易伙伴。中國大陸加入WTO后，大陸與香港地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系更為緊密。2003年CEPA的實施和開放也使得大陸與香港地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系更加明顯。中國大陸與香港地區(qū)的經(jīng)貿(mào)往來非常密切，在經(jīng)濟上的互補加深并呈現(xiàn)出不可分離的關(guān)系狀態(tài)。文章試圖運用引力模型來檢驗中國大陸與香港地區(qū)的貿(mào)易量的決定因素。

一、貿(mào)易模型

本文貿(mào)易模型來源于物理學(xué)的萬有引力定律，國家之間的貿(mào)易量與兩國之間的距離成反比，與兩國之間的經(jīng)濟總量，經(jīng)濟發(fā)展水平成正比，其中，經(jīng)濟總量用GDP來表示，經(jīng)濟發(fā)展水平用人均GDP來表示，模型的基本形式如下：

Xij=A（Yiβ1Yjβ1）（yiβ2 yjβ2）Dijβ3 （1）

其中，Xij表示i國對j國出口量；A是常數(shù)項；YiYj是兩國（地區(qū)）的GDP之積；yiyj是兩國（地區(qū)）人均GDP的乘積；Dij是兩國（地區(qū)）之間的空間距離，通常采用兩國首都或（省會城市）之間的空間距離。為了便于檢驗，將原模型轉(zhuǎn)化為線性的對數(shù)形式，加上隨機誤差項得到：

logXij=α+β1logYiYj+β2logyiyj+β3logDij+uij （2）

在基本模型中加入反映雙邊貿(mào)易政策的虛擬變量，得到擴展了的引力模型。而這些貿(mào)易政策起到促進(jìn)或阻礙雙邊貿(mào)易的作用，令這些虛擬變量為1，否則為0。

擴展的引力模型取對數(shù)形式如下：

logXij=α+β1logYi+β2logYj+β3logyi+β4logyj+β5logDij+

ΣShPh+uij （3）

其中，Ph為虛擬變量；Sh為其系數(shù)，其他的變量解釋同上。

二、模型的設(shè)定

本文采用擴展的引力模型（3）來研究香港地區(qū)與大陸的貿(mào)易量。這里我們設(shè)一個虛擬變量——相關(guān)貿(mào)易政策的實施。這里的相關(guān)貿(mào)易政策的實施是根據(jù)大陸與香港地區(qū)間的關(guān)系來確定，模型設(shè)定如下：

logXij=α+β1logYi+β2logYj+β3logyi+β4logyj+β5logDij+β6Pi+uij （4）

logXji=α+β1logYi+β2logYj+β3logyi+β4logyj+β5logDij+β6Pi+uji （5）

其中，Xij為中國大陸對香港的商品出口價值總額；Xji為香港對內(nèi)地商品出口價值總額；Yi、Yj分別為大陸，香港的GDP值；yi、yj分別為其人均GDP；Dij為香港與大陸的距離，由于本文研究的是香港地區(qū)與整個大陸的商品流通情況，因此我們將距離這一個變量取為定值即不考慮距離對兩岸貿(mào)易的影響。Pi為虛擬變量——相關(guān)貿(mào)易政策的實施，兩岸關(guān)系融洽，政策實施促進(jìn)貿(mào)易時取值為1，相反，兩岸關(guān)系冷淡，促進(jìn)貿(mào)易的政策實施受阻時取值為0。下標(biāo)j為香港，下標(biāo)i為大陸；uij、uji分別為方程（4）和（5）的隨機誤差項。

三、樣本選取和數(shù)據(jù)來源

Xij、Xji、Yi、Yj數(shù)據(jù)來自世界銀行網(wǎng)站，本文選取1９９０—２０１０年二十年的數(shù)據(jù)。Yi、Yj由中國統(tǒng)計局網(wǎng)站得來，虛擬變量的取值由兩地政治政策的制定和相關(guān)文件的簽署來取值（如香港回歸、中國加入WTO和CEPA簽訂等年份P設(shè)定為1，兩岸關(guān)系沒有進(jìn)展設(shè)定為0）。所有數(shù)據(jù)均消除了價格影響。

四、模型結(jié)果及分析

利用上述數(shù)據(jù)，在Eviews 6.0下進(jìn)行回歸和調(diào)整（取兩位小數(shù)）。

1.數(shù)據(jù)的單位根檢驗。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）法檢驗變量的平穩(wěn)性。經(jīng)詳細(xì)實驗，變量Xij、Xji、Yi、Yj、yi、yj、Ｐi在水平條件下都是不平穩(wěn)的，而在一階差分的條件下都是穩(wěn)定的即變量都是一階單整的，具體數(shù)據(jù)統(tǒng)計（見表1）（鑒于水平條件下的單位根檢驗都沒有通過在此只列出一階差分的情況）：

表1 數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果統(tǒng)計

注：其中LXij表示logXij，其余變量表示方法相同。

2.回歸方程結(jié)果。由上述檢驗可知，所有變量都是同階單整的，則這些變量的線性組合是平穩(wěn)的，也就是這些變量存在協(xié)整關(guān)系。對于存在協(xié)整關(guān)系的時間序列，最小二乘回歸（OLS）的估計量是一致的，因此可以使用傳統(tǒng)的OLS法。經(jīng)過回歸，得到如下方程：

lXij=-12.3216lYi+1.5593lYj+13.8106lyi-1.0403lyj+0.1377Pi（AR（1）=0.5298）

（-1.1365）（0.8668）（1.1668）（-1.8245）（1.5844） （2.1359）

R2=0.9552 DW=1.7911

為了檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，考察方程的回歸殘差uij是否平穩(wěn)，同樣用ADF檢驗，得到回歸殘差的平穩(wěn)性（見表2）：

表2

注：此表格為殘差水平情況下整理得到。

從單位根的檢驗結(jié)果來看，在1%的顯著性水平下，可以拒絕序列{uij}存在單位根的原假設(shè)，即這個誤差序列是一個平穩(wěn)的隨機過程。

lXji=-71.3763+18.4638lYi-14.0207lYj-18.6812lyi+

14.3051lyj+0.14203Pi+（ar（1）= 0.2463）

（-2.2816） （1.2773） （-2.2971） （-1.2147）

（2.3298） （1.1402） （0.7023）

R2=0.6634 DW=2.1252

同理得到uji的平穩(wěn)性（見表3）：

表3

注：此表格為殘差水平情況下整理得到。

從單位根的檢驗結(jié)果來看，在1%的顯著性水平下，這個誤差序列是一個平穩(wěn)的隨機過程。

五、結(jié)論

結(jié)果表明，中國大陸對香港地區(qū)的出口額與大陸地區(qū)的人均生產(chǎn)總值關(guān)系密切，系數(shù)為13.8106。當(dāng)然我們在此不得不提及系數(shù)的符號問題，與中國大陸的生產(chǎn)總值中結(jié)果顯示為負(fù)，我們應(yīng)該做此理解，由于生產(chǎn)總值與人均生產(chǎn)總值關(guān)系密切，出口量受人均生產(chǎn)總值的影響可能會出現(xiàn)對生產(chǎn)總值顯示為負(fù)的系數(shù)，但總的結(jié)果看來是有正的影響，也就是促進(jìn)的作用。而且大陸對香港地區(qū)的出口量與我們設(shè)定的虛擬變量Pi也顯示正的影響，說明兩地關(guān)系融洽時，出口量增加。

香港地區(qū)對中國大陸的出口量與中國大陸的GDP和香港地區(qū)的人均生產(chǎn)總值關(guān)系密切且為正（系數(shù)分別為：18.4638和14.3051），而與中國大陸的人均生產(chǎn)總值和香港地區(qū)的生產(chǎn)總值關(guān)系次之且為負(fù)（系數(shù)分別為：-14.0207和-18.6812），與虛擬變量Pi 的關(guān)系為正（系數(shù)為0.14203）。這里需要說明的是：由于生產(chǎn)總值與人均生產(chǎn)總值有很強的相關(guān)性，因此可能造成符號的差異，考慮到我們是為了研究兩岸的經(jīng)濟總量與經(jīng)濟發(fā)展水平對兩地貿(mào)易量的影響情況，而生產(chǎn)總值與人均生產(chǎn)總值是最合適的變量，所以在此沒有做出修正。

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[責(zé)任編輯 安世友]