中拉双边贸易可持续发展影响因素的实证分析 (1)

1、中拉双边贸易可持续发展影响因素的实证研究杨志国 俞培果（西南科技大学经济管理学院 四川绵阳 621010）摘要：本文构建了中拉双边贸易可持续发展评价指标体系，分析了中拉双边贸易的可持续发展状况，在此基础上利用向量自回归模型考察了中拉双边贸易可持续发展的影响因素。结果发现19902012年，中拉双边贸易可持续发展指数逐渐上升，但是中间也存在一定的波动；出口商品结构和出口额是影响中拉双边贸易可持续发展的主要因素。关键词：双边贸易；可持续发展；出口商品结构；向量自回归；一、引言在我国入世之前中拉关系已经历了50多年的发展，大体分为三个时期：1949-1969年的民间交往时期，1970-1989年的迅

2、速发展时期和1990-1999年取得长足发展时期。进入新世纪，中拉双边经贸合作由“累积式”发展向“跨越式”发展迈进，双边贸易额从2001年的149亿美元飙升至2012年的2612亿美元，增长16.5倍。中国已经成为拉美国家的第二大贸易伙伴和第三大投资国，中拉双边贸易的快速发展有力地推动了中国和拉美地区各国经济的复苏和发展，但同时存在中国与拉美国家贸易往来的规模及商品结构不平衡、中国多数年份处于逆差、中国出口商品频繁遭遇反倾销调查等问题受到了越来越多的关注。那么，中拉双边贸易发展情况可持续性如何，是否有利于中国国民经济的长期健康发展，哪些因素影响了中拉双边贸易可持续发展？这都是亟须解决的问题，本

3、文通过建立中拉双边贸易可持续发展评价指标体系，从双边贸易经济效益、生态效益和社会效益三个方面考察了中拉双边贸易可持续状况，并对影响中拉双边贸易可持续发展的因素进行了实证分析，在此基础上提出了促进中拉双边贸易可持续发展的建议。二、中拉双边贸易可持续发展评价指标体系的建立及结果分析就双边贸易可持续发展评价指标而言，传统的贸易业绩评价方法单纯运用单个进出口指标作为衡量贸易业绩大小的标准，这种方法简单明了、方便易行，但无法全面客观地评价中拉双边贸易的业绩，更不符合可持续性的要求。国内部分学者近年来从不同角度分析了中拉双边贸易的相关问题，但由于种种原因，目前中国国内专门研究中拉双边贸易可持续发展的成果还

4、比较有限。其中，外经贸部国际贸易经济合作研究院的走向21世纪的拉美市场，主要是论述拉美地区市场发展的基本特征；谢康、贾利军(2005)，李爱军、张爱真(2007)，岳云霞，左品(2009)等，主要从某个特定角度，探讨中国与拉美经济的互补性以及贸易的可行性；Chantasasawat、Fung、Iizaka和Siu等，重点从实证角度，分析中国利用外商直接投资对拉美等地区的影响；Facchini、Olarreaga、Silva和Willmann等，则是围绕拉美对中国与印度的进口贸易政策，展开讨论。整体来看，目前国内缺乏对中拉双边贸易可持续发展的系统研究，部分研究指标体系的建立不够系统、结构设计不够

5、完备、对社会和环境指标不够重视、指标合成方法不够科学，而且由于数据的局限实证研究也相对不足和落后。于是就需要建立一套新的完整综合的贸易业绩评价指标体系来评价中拉双边贸易可持续发展的情况，为相关的政策制定提供参考。借鉴经济学原理和国际贸易理论，结合目前已有的对外贸易可持续发展评价指标体系，我们设计出了一套从出口和进口两方面来衡量的由经济效益、社会效益和生态效益构成的指标体系。具体的指标及构成见表1。表1 中拉双边贸易可持续发展评价指标体系经济效益指标E贸易规模指数E1出口拉美总额E11年出口额出口拉美的市场份额E12出口拉美总额/中国出口总额外贸出口依存度E13出口拉美总额/中国GDP进口总额E

6、14年进口额进口的拉美市场份额E15进口拉美总额/中国进口总额外贸进口依存度E16进口拉美总额/中国GDP贸易结构指数E2工业制成品出口比重E21制成品出口额/中国向拉美出口总额出口商品集中度E22(某种商品出口额/中国向拉美出口总额)2出口市场分布度E23(对某贸易国出口额/中向拉美出口总额)2初级产品进口比重E24初级产品进口额/中国从拉美进口总额贸易竞争指数E3显性比较优势指数E31出口商品竞争力指数E32(某商品或服务的净出口额/该商品或服务的进出口总额)出口技术效益指数E33高新技术产品出口总额/出口总额进口技术效益指数E34高新技术产品进口总额/进口总额生态效益指标B贸易环境效益指

7、标B1出口贸易废水排放B11(工业出口总值/工业总产值)×工业废水排放出口贸易废气排放B12(工业出口总值/工业总产值)×工业废气排放出口贸易固体废物排放B13(工业出口总值/工业总产值)×工业固废排放贸易资源效益指标B2贸易能源密集度B21进口产品能耗总量/出口产品耗能量初级产品效益度B22初级产品进口比重/初级产品出口比重社会效益指标S贸易部门的工资指标S1年工资率贸易部门的就业指标S2年就业率由于衡量的是中拉双边贸易的可持续发展，其中关键在于贸易的发展，因此增加了经济效益在指数中的权重；另外，可持续发展需要着重考虑贸易的生态效益，所以相比于贸易社会效益指数，

8、生态效益指数权重较大。最终的赋权是：经济效益占50%，生态效益占30%，社会效益占20%。对于每个二级指标的权重设定则是根据其重要程度分别赋权，三级指标则是采用加权平均的方法来获得。最终我们确立的中拉双边贸易可持续发展指数计算公式为：中拉双边贸易可持续发展指数=50%×经济效益指数+30%×生态效益指数+20%×社会效益指数利用阈值法（极差正规法）对原始数据进行标准化处理以消除指标量纲影响，并利用上述公式，我们计算了19902012年中国对外贸易可持续发展指数，具体结果见表2。表2 19902012 年中拉双边贸易可持续发展指数及其构成年份经济效益指数生态效益指数

9、社会效益指数可持续发展指数19900.0830.7610.6230.39419910.0850.6930.4870.34719920.0840.6640.5340.34819930.0930.5970.6290.35119940.1580.4950.6520.35719950.1320.4560.5170.30619960.2160.5330.5340.37419970.2070.4770.5140.34919980.2590.4210.4020.33619990.2870.4580.5290.38720000.3540.4460.6180.43420010.4250.4370.7290.48

10、920020.4910.3930.5250.46820030.5890.3520.3940.47920040.6730.3140.4950.52920050.7160.2890.5280.55020060.7540.2630.6890.59420070.7950.2470.4530.56220080.8270.2150.4900.57620090.6680.1960.4670.48620100.8320.2240.4910.58120110.8510.2480.5420.60820120.8950.2670.5760.643从表2中可以看出，19902012年中拉双边贸易可持续发展指数整体上在

11、不断上升，19901999年间，中拉双边贸易可持续发展指数基本保持在3.36-4.0之间，从2000年开始，中拉双边贸易可持续发展指数逐渐上升，但是中间也存在一定的波动。从经济效益指数来看，19902012年，中拉双边贸易的经济效益总体上不断提高，指数呈现单调增加的趋势，贸易的经济增长效应明显。但是也存在小幅波动，19961998年间基本维持在0.2-0.3之间，这主要是受亚洲金融危机的影响，中拉双边贸易受到了一定的影响，从而影响了贸易的经济效益。另外，受2008年全球金融危机影响，中国的出口贸易大幅下降，2009年贸易的经济效益比2008年有显著降低。从生态效益指数来看，19902009年，

12、中拉双边贸易的生态效益总体上在不断下降，贸易对生态的不利影响在逐渐增加。其中1990年的生态效益指数最大，为0.76，2009年的生态效益指数最小，为0.196。从2009年开始，中拉双边贸易的生态效益指数逐渐增加，贸易的生态效益呈现出逐步改善的趋势。这是因为2008年后，中国政府更加重视经济的可持续发展，推动外贸结构升级，降低对环境的负面影响，并取得了一定的成果。从社会效益指数来看，19902012年，中拉双边贸易的社会效益呈现出不规则变化。其中19901998年间，中拉双边贸易的社会效益指数逐步下降，从0.629下降到了0.402；19992001年，中拉双边贸易的社会效益指数又逐渐增加；

13、2002年后，社会效益指数波动较大。三、中国对外贸易可持续发展的影响因素(一)外贸规模中拉双边贸易的可持续发展离不开外贸规模的快速发展。中拉双边贸易从2000年突破100亿美元到2007年突破1000亿美元用时6年，而突破2000亿美元关口仅用4年。双边贸易的快速发展带来显著了的经济效益和社会效益，促进中国与拉美地区经济发展。同时，随着外贸规模的扩大，出口所消耗的能源和资源也会相应地增加，不利于地区生态环境的改善，影响生态效益。外贸规模的大小会显著影响对外贸易的可持续发展。本文采用出口额来衡量中拉双边贸易规模。表3 19902012年中国出口额与中拉双边贸易可持续发展指数年份出口额(亿美元)双

14、边贸易可持续发展指数年份出口额(亿美元)双边贸易可持续发展指数19907.810.394200294.890.46819917.940.3472003118.770.478199210.760.3482004182.380.529199317.760.3512005236.810.550199424.550.3582006360.280.593199531.470.3062007515.390.562199631.210.3742008717.620.576199746.060.3502009570.490.486199853.230.3162010917.680.581199952.870.

15、38720111197.540.608200054.100.43420121352.170.642200182.370.489表3给出的是19902012年中国出口额与中拉双边贸易可持续发展指数。从表中可以看出，19902012年间，中国对拉美地区出口大幅攀升，2012年出口额是1990年出口额的173倍多，年均增长30%，2009年受全球经济危机影响，出口有所下滑。19902012年间，中拉双边贸易可持续发展指数整体呈现上升趋势，个别年份有所波动。从二者变动趋势来说，19902012年间，中国对拉美出口额和可持续发展指数呈现较强的正相关关系。图1 中拉双边贸易可持续发展指数和出口额散点图图1

16、所示为19902012年中拉双边贸易可持续发展指数和出口额的散点图。从图中可以明显看出多数年份外贸可持续发展指数和出口额之间存在显著的正相关性。出口规模越大，其相应的对外贸易可持续发展指数也就越大。(二)出口商品结构除了出口规模外，中拉双边贸易的商品结构也是影响对外贸易可持续发展主要因素之一。出口商品结构主要通过两个途径影响中拉双边贸易的可持续发展。首先，出口商品结构反映了中拉双边贸易的发展水平，出口商品结构的优化会不断促进中拉双边贸易的发展，有利于中拉双边贸易的可持续发展。其次，出口商品结构的变化会影响中拉双边贸易的生态效益。工业制成品出口越多，所消耗的国内能源和资源，以及产生的排放也就越多

17、，不利于国内生态环境保护，增加对环境的危害，从而不利于中拉双边贸易的可持续发展。出口商品结构是指一定时期内一国出口贸易中各类商品的构成，通常以份额表示。本文采用中国对拉美的工业制成品出口与初级产品出口之比来表示中国对拉美的出口商品结构，该值越大，表示出口商品结构越优化。如图2所示为以工业制成品出口与初级产品出口之比来表示的中国出口商品结构变化趋势。图2 中国对拉美地区出口商品结构变化趋势图从图中可以看出，受全球经济危机影响，2008年中国工业制成品与初级产品出口之比较2007年略有下降，其他年份该比例均呈现稳步上升趋势。由此可以看出19902012年间，工业制成品出口占出口比重不断增加，初级产

18、品出口所占比重不断减少；2012年中国工业制成品对拉美地区的出口在占总出口商品的95.1%，高新技术产品出口约占35%，中国对拉美地区的出口商品结构得到显著优化。四、模型设定和实证分析为了更好地说明影响中拉双边贸易可持续发展因素间的复杂关系和动态变化规律，本文引入非结构化的多方程模型，将出口额和出口结构引入系统中，建立向量自回归模型(VAR)，并利用脉冲响应分析和方差分解来讨论各变量冲击对中拉双边贸易可持续发展的动态影响，探讨中拉双边贸易可持续发展的长期规律。(一)模型设定向量自回归(VAR)模型是把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数，能较好地对具有相关性的时间序列系统进

19、行预测，并可考察扰动项对变量系统的动态影响，其表达式如下:yt=A1yt1+ +Apytp+Bxt+t t = 1，2，3，T，ti，i，d(0，)其中，yt是由3个内生变量组成的向量，此处yt即为中拉双边贸易可持续发展指数It，即It=(EXt，EXSt，It)，EXt是出口额，EXSt是出口商品结构，xt是d维外生变量向量，p是滞后阶数，T是样本个数。A1，Ap和B是待估计系数矩阵，t是随机扰动向量，且为零均值独立同分布的白噪声向量。为了避免数据的剧烈波动并消除时间序列中存在的异方差现象，对出口额EXt和出口商品结构EXSt分别取自然对数，记为：lnEXt，lnEXSt。(二)实证分析1平

20、稳性检验现代计量经济学要求计量模型建立在变量平稳的基础上，而现实中许多经济变量通常不是平稳的，使用传统的计量经济学方法易产生“伪回归”问题。因此，首先要对变量进行平稳性检验，本文采用ADF检验来考察变量的平稳性，结果见表4。表4 变量的单位根检验结果变量ADF值检验形式(C，T，K)临界值(1%)临界值(5%)临界值(10%)结论I-0.238672(C，T，0)-3.769597-3.004861-2.642242不平稳LnEXt-0.150087(C，T，0)-3.769597-3.004861-2.642242不平稳LnEXSt-2.750791(C，T，0)-3.769597-3.00

21、4861-2.642242不平稳I-5.987306(C，T，1)-3.788030-3.012363-2.646119平稳LnEXt-5.266541(C，T，1)-3.788030-3.012363-2.646119平稳LnEXSt-3.469265(C，T，1)-3.788030-3.012363-2.646119不平稳I-9.357719(C，T，2)-3.808546-3.020686-2.650413平稳LnEXt-4.987891(C，T，2)-3.857386-3.040391-2.660551平稳LnEXSt-5.317018(C，T，2)-3.831511-3.029970

22、-2.655194平稳注:检验形式(C，T，K)表示单位根检验中含有常数项、时间趋势项和滞后的阶数；滞后阶数按赤池(AIC)和施瓦茨(SC)最小原则确定。可以看出，在1%和5%的显著水平下，变量I、lnEXt和lnEXSt的ADF统计量绝对值均小于相应的临界值的绝对值，接受原假设，即序列存在单位根，表明三个序列都是非平稳的。而在其滞后阶数为1时，I、lnEXt的ADF统计量绝对值均大于相应的临界值的绝对值；但lnEXSt在其滞后阶数为1时，仍小于1%的临界值，故接受原假设，即序列存在单位根。而在其滞后阶数为2时，I、lnEXt、lnEXSt的ADF统计量绝对值均大于相应的临界值的绝对值，故拒绝

23、原假设，表明三个变量的二阶序列都不存在单位根，是平稳序列，即这些变量为二阶单整序列。2协整检验时间序列分析中，每一个序列单独来说可能是非平稳的，但这些序列的线性组合却可能有不随时间变化的性质，这种平稳的线性组合说明变量间是协整的，意味着这些非平稳变量之间存在长期稳定的均衡关系。本文采用Johansen极大似然法对多变量系统进行协整检验。在进行Johansen检验之前，首先需要确定VAR模型的合理滞后阶数。滞后阶数的选择既要有足够的滞后项，又要有足够的自由度，使模型具有较强的解释能力同时又能消除误差项的自相关。通过估计一个无约束VAR模型并使用赤池(AIC)和施瓦茨(SC)信息准则来选取最优的滞

24、后阶数，通过多次检验发现，当滞后阶数为2时，AIC和SC值最小，再结合LR统计量，最终选定无约束VAR模型的最优滞后阶数为2。根据数据特点，选取协整方程没有线性趋势只有截距的检验形式。结果见表5。表5 Johansen协整检验结果原假设备择假设特征值迹统计量临界值(5%)概率R=0R=10.73010740.3614635.192750.0127R1R=20.39361014.1668420.261840.2781R2R=30.1878824.1622029.1645460.3885结果显示，在不存在协整方程原假设下，迹统计量值为40.36146，大于5%显著水平的临界值，而其他假设条件下的迹

25、统计量都小于5%水平的临界值，所以接受变量间存在一个协整关系的假设。根据经过标准化后的协整系数，得到能准确反映变量间关系的协整方程，其表达式为：I=-0.012549*LnEXSt+0.063301*LEXt+0.195352463711+ecm(0.0011) (0.0328) (0.8668)协整方程表明，从长期来看，中拉双边贸易可持续发展指数与出口额存在正向的均衡关系，与口商品结构存在反向的均衡关系，所有变量在5%的置信水平下通过t统计量检验，且模型具有较高的拟合度。因为就中拉双边贸易来看，中国工业制成品的出口比重已经占到中国对拉美出口总额的90%-95%，出口商品结构在短时间内优化的空

26、间较小，所以出口商品结构每增加1%，中拉双边贸易可持续发展指数下降0.01254937；出口额每增加1%，外贸可持续发展指数增加0.06330127，出口额对外贸可持续发展指数的影响要大于出口商品结构的影响。3格兰杰因果检验协整检验结果说明中拉双边贸易可持续发展与出口额及出口商品结构存在长期均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果检验可以用来解决此类问题。格兰杰因果检验用来判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，实质上是将一个变量的滞后变量引入到其他变量中，考察其他变量是否受这个变量的影响，若受影响则称该变量为其他变量的格兰杰原因。格兰杰因果检验对滞后阶数非常敏

27、感，仍采用上文AIC和SC信息准则标准所判定的滞后阶数，选取滞后1期为最佳滞后期。结果见表6。表6 格兰杰因果检验结果Null Hypothesis:F-StatisticProb.ConclusionLEXSt does not Granger Cause I9.801550.0055拒绝I does not Granger Cause LEXSt1.945320.1792接受LEXt does not Granger Cause I5.621960.0285拒绝I does not Granger Cause LEXt0.838760.3712接受LEXt does not Granger

28、 Cause LEXSt0.012550.9120接受LEXSt does not Granger Cause LEXt2.212550.1533接受从检验结果可以看出，出口额和出口商品结构与中拉双边贸易可持续发展指数间存在单向的因果关系，出口额和出口商品结构是中拉双边贸易可持续发展指数的格兰杰原因，反之则不成立。出口额和出口商品结构则不存在格兰杰因果关系。4脉冲响应分析通过协整检验结果知，中拉双边贸易可持续发展、出口额和出口商品结构长期内具有均衡关系，但短期可能会受到随机扰动的影响，偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，最终会回到均衡状态。脉冲响应函数能够比较直观地刻画随机扰动所带来的影响，描述了

29、一个变量的随机误差项的冲击对每个内生变量当期及以后各期的影响。通常是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击，观察系统当期值和未来值的变化。在进行脉冲响应分析之前，要确保VAR模型的稳定性。通过检验发现VAR模型稳定，满足脉冲响应分析的条件。下面分别从可持续发展指数、出口额和出口商品结构三个方面观察他们每一个单位标准差对中拉双边贸易可持续发展指数的冲击，得到关于可持续发展指数的脉冲响应图，如图3所示。横轴表示冲击作用的滞后期，纵轴表示可持续发展指数的变化程度；实线表示脉冲响应函数，代表可持续发展指数对各变量冲击的响应；虚线表示正负两倍标准差偏离。图3（2）图3（3）图3（1）图3(1)表示可持续

30、发展指数自身对可持续发展的影响，可以看出，本期给可持续发展指数一个正冲击，可持续发展指数不升反降，迅速从第1期的3.9%下降到第2期的2%，之后从第2期逐渐下降到第5期的1.1%，第6期可持续发展指数的变化趋向平稳。图3(2)表示出口额的变动对可持续发展指数的影响。可以看出，本期出口额给可持续发展指数一个正的冲击，可持续发展指数波动较大，前5期对可持续发展指数的影响增加，第5期达到最大值16%，从第5期开始可持续发展指数的变化趋向平稳。说明出口额对可持续发展指数的增加具有显著的正向作用和较长的持续效应。图3(3)表示出口商品结构变化对可持续发展指数的影响。可以看出，出口商品结构给可持续发展指数

31、一个正的冲击，可持续发展指数开始增加，至第4期达到最大值2.7%，第4期之后，外贸可持续发展指数趋向平稳。说明出口商品结构的改善对可持续发展指数的增加具有比较显著的正向作用和较长的持续效应。可以看出，出口额和出口商品结构都会对中国的对外贸易可持续发展产生影响，且这种影响具有持续效应。中拉双边贸易可持续发展指数对出口额和出口商品结构的冲击在短期内都有显著的反应，有较大的波动，但是长期来看，其影响则趋向平稳。5.方差分解方差分解给出了对VAR模型中变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性信息，主要是通过分析每一个变量冲击对另一个变量变化(一般用方差来度量)的贡献度，即变量冲击的贡献占总贡献率的比重，

32、以此来评价不同变量冲击的重要性。图4（1）图4（2）图4（3）图4所示分别为可持续发展指数、出口额和出口商品结构对可持续发展指数变化的贡献程度。横轴表示冲击作用的滞后期，纵轴表示各变量对可持续发展指数的贡献率。图4(1)所示为可持续发展指数自身对可持续发展指数的贡献率。可以看出，可持续发展指数自身对可持续发展的贡献程度最大，但是随着时间的推移，贡献率逐渐下降，至第2期下降到80%左右，此后基本维持在70%以上；图4(2)所示为出口额对可持续发展指数变化的贡献率，由图可以看出，出口额的贡献率在第2期达到了最大，约10%，此后开始下降，但基本维持在8%左右；图4(3)所示为出口商品结构对可持续发展

33、指数变化的贡献率，可以看出，出口商品结构对可持续发展指数的贡献率在不断增加，前3期快速增加，到第10期，出口商品结构对可持续发展指数变化的贡献约25%，此后仍保持小幅增加的趋势。综上可知，不考虑可持续发展指数自身影响的情况下，出口商品结构对可持续发展指数的变化影响最大，其次为出口额。五、结论及政策建议本文构建了中拉双边贸易可持续发展指标体系，测算了中拉双边贸易可持续发展指数，发现19902012年中拉双边贸易可持续发展指数整体上在不断上升，19901999年间，中拉双边贸易可持续发展指数基本保持在3.36-4.0之间，从2000年开始，中拉双边贸易可持续发展指数逐渐上升，但是中间也存在一定的波

34、动。在此基础上利用向量自回归模型分析了影响中拉双边贸易可持续发展指数的因素，基本结论及政策建议如下：（一）出口商品结构同中拉双边贸易可持续发展指数呈负相关关系。因为就中拉双边贸易而言，中国对拉美地区出口的商品主要以工业制成品为主，所占比重从1990年的74.48%到2012年的95.1%，中国对拉美地区出口商品结构优化的空间较小，所以为了促进中拉双边贸易的可持续发展，应鼓励企业创新，增加高新技术产品产量，提高该类产品在工业制成品中所占的比重，进一步优化中国出口商品结构，才能进一步促进中拉双边贸易可持续发展。（二）出口额同中拉双边贸易可持续发展指数呈正相关关系。即出口额增加，中拉双边贸易可持续发

35、展指数上升。这是因为，中拉双边贸易占中国外贸总额的比重从2001年的2.93%上升到2012年的6.75%，而中拉双边贸易总额占世界贸易总额的比重却只从1990年的0.033%上升到2001年的0.012%再到2012年的0.7%,仍不足1%，虽然出口额的增加会导致中国出口“三废”的排放增加，消耗更多的资源和能源，不利于生态环境的改善，影响中拉双边贸易可持续发展。但是，我们不能因噎废食，并不能因为出口的增加会不利于中拉双边贸易可持续发展而减少出口，并且中国在同拉美国家及地区的双边贸易中，中国多数年份处于逆差地位，所以中国在对拉美的双边贸易中，应在出口不断增加的情况下，不断改善出口商品质量，降低能源和资源消耗，将发展对自然资源依赖性最低、对环境破坏性最小的服务贸易列入外贸工作的重点，继续把中拉双边贸易的“蛋糕”做大做好，才能更好的促进双边贸易的可持续发展。（三）