文/刘甜甜
【摘要】本文运用1995～2012 年间与中国商品出口相关的统计资料，首先对中国出口商品结构现状进行了描述性分析，在此基础上，选取影响出口商品结构优化的四大因素——FDI、要素禀赋、开放度、产业结构，通过建立模型、系列检验，最终找出影响出口商品结构优化的因素，并提出相应对策。
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关键词 出口商品结构；FDI；要素禀赋；开放度；产业结构
【作者简介】刘甜甜，山东师范大学经济学院硕士研究生，研究方向：国际金融。
一、中国出口商品结构分析
改革开放30年来，中国经济成就举世瞩目。
1978年，中国货物出口总额仅97.5亿美元，占世界贸易总份额的0.7%；2012年已上升至20487.8亿美元， 占世界份额的11.2%， 贸易额增速高达20%。出口总量、出口增速方面变化明显，但商品结构方面呈现出的问题也同样鲜明。中国出口商品结构现状主要表现如下：第一，整体而言，中国出口商品结构不断优化，工业制成品所占比重不断上升，初级产品所占比重不断下降。1995年工业制成品的比重仅为5.93%，2002年，工业制成品的比重首次突破10%，到2012 年已接近20%。第二，就所有制经济结构而言，外资企业产品一直为中国出口做着突出贡献，其投资额1995年仅占15%，1997年后突破20%，2002年已接近30%。虽然在金融危机之后，外资企业的投资额有所下降，但也维持在20%左右。第三，在贸易开放度方面，赵红、周艳书(2009)以贸易依存度来衡量中国的贸易开放度。我国1995年贸易依存度就已达30%，此后一直攀升，加入世贸后，中国有60%的商品出口，即使金融危机后，海外贸易环境恶化，中国的外贸依存度也维持在50%的水平上。第四，在要素禀赋方面，资本投入比重不断增加，劳动投入比重不断减小，1995年资本劳动投入比值为0.39，但2012年，其比值已达4.89，可见中国的比较优势正逐渐向资本密集型行业转移。第五，在产业结构方面，小岛清用产业内贸易指数来衡量产业结构状况。我国1995年产业内贸易指数为0.92，此后10年间基本维持在0.9的水平，2005年以后，由0.84下降至2012年的0.76，产业内贸易水平逐渐降低。
二、文献综述
目前，国内学者对出口商品结构影响因素的研究主要集中在以下方面：一是关于FDI对中国出口商品的影响，不但有利于量的增长，还有利于质的提升。如江小涓（2002） 认为，FDI作为生产要素跨国流动的载体，对出口及其质量的提升效果显著。二是在要素禀赋方面，林毅夫（1999） 指出，要素禀赋是决定国际分工及贸易结构的重要因素，要素禀赋的差异有助于对外贸易的发展。三是在产业结构方面，原毅军（2005） 认为，产业结构与贸易结构相互促进，产业结构的调整有利于贸易结构的优化。四是在贸易开放度方面，隋月红（2008）认为，贸易开放程度对贸易结构的形成有正向作用。总体来看，国内学者对商品结构的研究有比较翔实的实证分析，也有明确的观点及对策，但其往往从单一方面研究出口商品优化的影响因素，忽略了现实情况的复杂性，最终也会降低计量结果的说服力、可信度。因此，有必要建立一个研究系统，综合分析影响出口商品结构优化的多重因素。
三、模型的建立
（一） 变量的选取及数据说明
本文运用中国1995～2012年间的年度数据，采用最小二乘法、多重共线性检验、异方差检验、自相关检验对出口商品结构及其影响因素之间的关系进行研究（见表1）。其中，Y表示出口商品结构，X1代表FDI，X2代表要素禀赋，X3代表开放度，X4表示产业结构。相关数据均来自《中国统计年鉴》《中国对外贸易统计年鉴》及商务部网站。
（二） 实证分析
为降低异方差性、时间序列的波动性，本文对涉及到的所有变量均取自然对数，分别表示为LY，LX1，LX2，LX3，LX4 （见表2）。
1.构建模型。（见表3）
LY=0.437448LX1+0.305913LX2+0.495303LX3-0.626435LX4+C
t-Statistic (6.168883) (7.999769) (5.279574)
(-1.585503) (4.235869)
Prob. (0.0000) (0.0000) (0.0001)
(0.1352) (0.0000)
R2=0.980168 ， DW=2.856504， F=172.9849R2接近于1，说明模型的拟合度较高；查表得F的临界值F0.05 （4，14） =3.11，而F=172.9849>F0.05（4，14），故上述出口商品结构影响因素的总体线性关系显著成立，但LX4的系数较小，未通过t检验，故模型各变量之间有存在多重共线性的可能。
2.多重共线性检验。（见表4） 结果发现：LX4与LX2的系数为-0.862956，相关程度较高，分别做LY与LX1，LX2，LX3，LX4 间的回归，结果如下：在上述初始的回归模型中，LX2的拟合程度最高，其次是LX4，LX3，LX1。按此顺序，依次按拟合程度将变量导入模型中，进行逐步回归：
多重共线性处理后，拟合结果如下：
LY=0.451201LX1 +0.356022LX2 +0.476719LX3 +3.532585t-Statistic (6.110061) (15.76108) (4.881225)(4.881225)
Prob. (0.0002) (0.0000) (0.0000)(0.0000)
R2 =0.976607 ， DW=2.540720 ， F=208.74203.异方差性检验。LM 即Obs*R-squared 的值5.948156<X20.01(3)=6.635 ， 故模型不存在异方差（见表5）。
4.自相关性检验。采用DW 检验法， 取a=0.01，由于n=19，k=4(包含常数项)，查表得：dl=0.74， du=1.41， 故du=1.41<DW=2.540720<4-du=2.59，即在1%的显著水平下，不存在序列相关性。5.回归方程模型构建。
LY=0.451201LX1 +0.356022LX2 +0.476719LX3 +3.532585
t-Statistic (6.110061) (15.76108) (4.881225)(4.881225)
Prob. (0.0002) (0.0000) (0.0000)(0.0000)
R2 =0.976607 ， DW=2.540720 ， F=208.74206.模型说明。
（1） 经济意义检验。从经济意义上看，各个自变量对被解释变量均有正向的效应，符合实际意义，表明各自变量全要素生产率、开放度、外商直接投资水平每提高一个百分点，商品出口结构分别会得到0.356022、0.476719，0.451201个百分点的优化。
（2） 拟合优度检验。R2 =0.976607，意味着样本回归直线的解释能力高达97.7%，它代表出口商品结构变动的因素中，由解释变量开放度、外商直接投资、要素生产率可解释的部分占97.7%，说明模型的拟合优度确实较高。
（3） F 检验。F=208.7420， F0.05 （3， 15） =3.06，表明总体回归方程显著，即全要素生产率、开放度、外商直接投资对出口商品结构的优化水平在整体上是显著的。
（4） t 检验。t(X2) =15.76108 >t0.025(15)=2.131，说明要素生产率（X2） 对出口商品结构（Y） 的优化是显著的；t(X3)=15.76108>t0.025(15)=2.131，说明开放度（X3） 对出口商品结构（Y） 的优化是显著的；t(X1) =15.76108>t0.025(15)=2.131，说明外商直接投资（X1） 对出口商品结构（Y） 的优化是显著的。
四、结论及建议
出口商品结构优化的影响因素是复杂的，要素禀赋、贸易的开放程度、外资等因素的共同作用正在促使中国出口商品的结构不断优化。上述实证分析可为中国今后的发展提供如下参考。
第一，在要素禀赋方面，要关注资本要素与劳动要素比率的变化，有效利用资本，同时，因中国的人口红利在不断降低，要不断地弱化劳动力稀缺带来的不利影响，实现劳动密集型产品向资本密集型产品的转变。
第二，在对外贸易依存度方面，要适当降低对外贸易的比率，扩大中国国内的需求或是适当地开辟新市场，实现消费市场的多元化，分散出口市场的风险。
第三，在FDI方面，既要积极利用外资提升出口产品的国际竞争力，也要充分利用外资的技术溢出效应，促进内资企业技术水平的提升。
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参考文献
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[3]蔺建武,仲伟周,杨洪焦.我国出口商品结构变动因素的理论研究及计量检验[J].经济问题探索,2001,(5):108-114.
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（责任编辑：刘明）