中俄機電產品貿易的影響因素分析

摘 要：通過分析比較中俄兩國國民生產總值、俄羅斯貿易開放度、中俄兩國人均國民總收入差值、俄羅斯人口、俄羅斯進口總額等因素對中俄機電貿易的影響情況，探究各因素之間的關系和作用，運用多元回歸分析方法，對結果進行相關性檢驗和平穩性檢驗。研究得出中國國民生產總值和俄羅斯對外貿易開放程度系數均為正數，說明中國國民生產總值與俄羅斯對外貿易開放度均對機電貿易產生促進作用。

關鍵詞：機電貿易;回歸分析;國民生產總值;對外貿易開放度;國民總收入

中圖分類號：F742 文獻標識碼：A

DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.10.13

自1999年以來，中俄貿易呈現較好的增長態勢，大部分年份的增長率都高達30%以上。中俄十多年貿易呈現出總量起點低，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，中俄貿易額呈 M 型的波動趨勢。總體上，中俄貿易總額除 2009 與 2015 年出現了約1/3的下降外，整體保持了8. 25%的年平均增長。貿易收支方面，除2009、2011年中方對俄方貿易出現逆差，以及2012年雙方貿易收支基本持平外，中國在樣本期內保持年均78億美元的對俄貿易順差[2]。

當前，我國與俄羅斯之間的機電貿易保持高速穩定發展態勢。從商品類別看，我國對俄羅斯出口的機電產品主要有以下幾大類：通信設備及零件、自動數據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、電子元器件和農業機械及其零附件等[3]。

1 變量與數據

1.1 變量選擇

經過實際情況分析比較，最終選擇以下幾類數據作為變量進行研究：

2.2 數據來源

本文選取中國與俄羅斯貿易往來相關數據進行分析研究，時間跨度為1999-2018年，總計包括20年數據。其中中俄兩國GDP、中俄人均GNI、俄羅斯人口數據來自World Bank Database;俄羅斯對外出口總額、中國對俄機電出口總額數據來自UN- COMTRADE數據庫;貿易開放度以及GNI絕對差值由相關數據整理得出，數據分析軟件為Eviews 10。

2.3 數據收集

總體上，中俄貿易總額除 2009 與 2015 年出現了約1/3的下降外，整體保持了8. 25%的年平均增長。貿易收支方面，除2009、2011年中方對俄方貿易出現逆差，以及2012年雙方貿易收支基本持平外，中國在樣本期內保持年均78億美元的對俄貿易順差[3]。表2為中國與俄羅斯貿易往來收集的相關數據，時間跨度為1999-2018年。

3 模型構建

3.1 對參數做OLS估計

（1）運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸，結合經濟意義和統計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。輸出結果可得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，結果如表3所示。

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。

3.2 逐步回歸

（1）每個變量對Y的一元回歸結果如表4所示：

（2）根據實際分析比較，首先選取線性關系最強、擬合度最好、實際經濟意義最重要的中國GDP（CGDP）作為主要解釋變量帶入，得到結果：

保留結果，隨后進行其他解釋變量的回歸分析，結果顯示其余變量均不顯著，因此上述結果即為逐步回歸后的最優模型。

3.3 異方差與自相關檢驗

（1）White檢驗。

將模型進行White檢驗后結果可得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。

根據回歸模型最后結果可以得出：

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<DW<dU，因此該模型不存在自相關。

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。

3.4 平穩性檢驗

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果。

4 結果分析

根據最后模型可得出以下結論：

（1）中國GDP（CGDP）系數為正，說明中國GDP的增長對中俄機電貿易起促進作用。中國GDP的增長一定程度上說明中國機電產品的產出增加，有利于對外出口，能夠促進中國對俄羅斯的機電產品出口。

（2）俄羅斯對外貿易開放度（DE）系數為正，說明俄羅斯對外貿易開放程度對中俄機電貿易起促進作用。俄羅斯對外貿易開放程度越高，說明俄羅斯進出口額占GDP比重增加，俄羅斯對外貿易需求增加，貿易往來增加，增加中國對俄羅斯機電產品的出口。

（3）中俄人均GNI絕對差值（GNI）系數為負，說明其值的減少對中俄機電貿易起促進作用。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，有利于中國機電產品在俄羅斯的銷售。

5 相關政策建議

首先，中國應積極推進 “一帶一路”建設，促進過剩產能的跨境轉移，加快我國國內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業繼續貫徹落實創新驅動發展這一戰略目標，不但要減少出口產品中工業制成品的比重，還要不斷提升深加工與高附加值產品在我國對外貿易產品中的比重，進而促使中俄雙邊貿易規模進一步擴大。中俄兩國雖然接壤，但接壤地處俄羅斯遠東地區，地處邊緣，人口較少，生產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”和歐亞經濟聯盟的對話，加強中蒙俄經濟走廊建設，推動制度、人員和設施的互聯互通[4]。

其次，重視中俄雙邊貿易服務體系的構建。在信息服務方面，設立專業信息服務平臺，對貿易對象國在經濟動向、市場需求、政策法規等方面的信息進行收集、整理和及時反饋[5]。金融服務層面，加大對企業出口貿易的融資、擔保力度，簡化業務流程，提高企業出口貿易融資效率。

參考文獻

劉業欣，李麗.對中俄雙邊貨物貿易潛力的分析與思考[J].金融與經濟，2018（07）：93-96.

郝宇彪.中俄貿易合作水平的影響因素分析——基于貿易引力模型[J].經濟社會體制比較，2013（05）：175-182.

潘洪洋.中俄貿易商品結構及其影響因素[D].濟南：山東財經大學，2014.

劉彥君.“一帶一路”戰略下中俄區域經濟合作研究[D].大連：東北財經大學，2016.

多元回歸模型[EB/OL].百度文庫，https：//wenku.baidu.com/view/354edbc74028915f804dc27f.html

北京工商大學? 潘越