論中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易實(shí)證_協(xié)整分析
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論文關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易,指數(shù),協(xié)整分析
一、引言
自1972年12月，中澳正式建交之后，兩國(guó)的經(jīng)貿(mào)合作路徑不斷拓寬，水平逐年提升。截止到2008年，中國(guó)已成為澳大利亞第二大貿(mào)易伙伴，是澳大利亞第二大出口目的國(guó)和第一大進(jìn)口來(lái)源國(guó)。在貨物貿(mào)易上，中國(guó)為澳大利亞第二大貨物貿(mào)易伙伴，貨物貿(mào)易額占澳大利亞貨物貿(mào)易總額的15.1%。期間中澳兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易雖有波動(dòng)，但貿(mào)易總量呈上升趨勢(shì)，自1996年起，雙邊的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易年均以9.97%的速度增長(zhǎng)，2009年，中澳農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額達(dá)到15.37億美元，其中中國(guó)從澳大利亞進(jìn)口的農(nóng)產(chǎn)品為9.84億美元，中國(guó)向澳大利亞出口的農(nóng)產(chǎn)品總額為5.53億美元。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的將快速發(fā)展，人們?nèi)找嬖鲩L(zhǎng)的物質(zhì)需求，使得我國(guó)在各種農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口方面大大增加�？梢灶A(yù)見(jiàn)，未來(lái)中澳兩國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易仍將有巨大的發(fā)展空間。
近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易日益關(guān)注。所謂產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易是指同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部差異品的交換及中間品的交換，也就是在某一時(shí)期出口某種產(chǎn)品的同時(shí)又進(jìn)口同種同類產(chǎn)品。與強(qiáng)調(diào)比較優(yōu)勢(shì)等的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易不同，它與規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)品差異化、偏好相似性、需求多樣化和跨國(guó)公司的迅速發(fā)展等有著密切關(guān)系。[2]就中澳農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易而言，各位學(xué)者的研究結(jié)果顯示：中澳農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易整體而言產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易占優(yōu)勢(shì)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平不高，雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補(bǔ)的特征明顯。但對(duì)中澳各章節(jié)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易研究的較少；另一方面，結(jié)合產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素做實(shí)證分析的很少，故本文將按照HS體系的細(xì)分農(nóng)產(chǎn)品目錄，在測(cè)算中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)基礎(chǔ)上，分析兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展水平，并對(duì)影響中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的因素進(jìn)行實(shí)證分析，在此基礎(chǔ)上提出相關(guān)對(duì)策建議。
二、中澳農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易衡量及數(shù)據(jù)
�。ㄒ唬┲邪霓r(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易衡量
中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的分析將以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)為基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)可以衡量一國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展水平，直觀地反映一國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的現(xiàn)況。本文選取格魯貝爾－勞埃德指數(shù)進(jìn)行分析，指標(biāo)如下：
GLIi=1-{｜Xi-Mi｜/(Xi+Mi)}
i指中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易行業(yè)中第i個(gè)農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)，以Xi和Mi分別表示其出口和進(jìn)口；當(dāng)此值越接近1，則表明該類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易模式越傾向于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易,越接近0表示該類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易越重要。一般情況下,GLIi>0.5時(shí),產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易占優(yōu)勢(shì);GLIi時(shí),產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易占優(yōu)勢(shì)。
（二）中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)各貿(mào)易指數(shù)定量數(shù)值
本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自于中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、世界銀行網(wǎng)站以及聯(lián)合國(guó)的商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)（UNCOMTRADE），農(nóng)產(chǎn)品具體分類根據(jù)聯(lián)合國(guó)《國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類》HS1996準(zhǔn)則。其中HS01到HS24以及其他部分章節(jié)為農(nóng)產(chǎn)品的商品目錄，據(jù)此得出各章進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品數(shù)值，選擇年份為1996至2008年。
三、中澳農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易實(shí)證研究結(jié)果
�。ㄒ唬┲邪霓r(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)測(cè)算（G-L指數(shù)）
表1：中澳各章農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易G-L指數(shù)
|
G-L指數(shù) |
1996 |
1997 |
1998 |
1999 |
2000 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
2008 |
平均值 |
|
hs01 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
|
hs02 |
0.0000 |
0.0040 |
0.0000 |
0.0096 |
0.0040 |
0.0059 |
0.0474 |
0.0003 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0055 |
|
hs03 |
0.8726 |
0.4603 |
0.4723 |
0.5804 |
0.5309 |
0.6822 |
0.8508 |
0.7801 |
0.6838 |
0.6770 |
0.6124 |
0.8279 |
0.7530 |
0.6757 |
|
hs04 |
0.0562 |
0.0607 |
0.0659 |
0.0558 |
0.0649 |
0.0606 |
0.0400 |
0.1229 |
0.0625 |
0.0525 |
0.0552 |
0.0476 |
0.0539 |
0.0614 |
|
hs05 |
0.2969 |
0.2854 |
0.2561 |
0.4069 |
0.2570 |
0.2356 |
0.3152 |
0.2746 |
0.0713 |
0.2096 |
0.3858 |
0.2390 |
0.3035 |
0.2721 |
|
hs06 |
0.5307 |
0.9100 |
0.4853 |
0.9218 |
0.1252 |
0.3448 |
0.3642 |
0.8239 |
0.1253 |
0.2394 |
0.1125 |
0.0171 |
0.0557 |
0.3889 |
|
hs07 |
0.4196 |
0.8387 |
0.1698 |
0.1372 |
0.3626 |
0.4002 |
0.3668 |
0.1615 |
0.1711 |
0.0757 |
0.0481 |
0.0303 |
0.0510 |
0.2487 |
|
hs08 |
0.2000 |
0.2246 |
0.2499 |
0.6146 |
0.6591 |
0.5501 |
0.4785 |
0.6021 |
0.8024 |
0.7237 |
0.6372 |
0.6869 |
0.6498 |
0.5445 |
|
hs09 |
0.1728 |
0.0952 |
0.2293 |
0.0855 |
0.1002 |
0.1440 |
0.2134 |
0.3720 |
0.3030 |
0.3671 |
0.2610 |
0.2469 |
0.1972 |
0.2144 |
|
hs10 |
0.0004 |
0.0008 |
0.0011 |
0.0013 |
0.0015 |
0.0014 |
0.0012 |
0.0172 |
0.0024 |
0.0007 |
0.0017 |
0.0176 |
0.0345 |
0.0063 |
|
hs11 |
0.5898 |
0.5090 |
0.4109 |
0.1343 |
0.0396 |
0.0475 |
0.1156 |
0.5646 |
0.4972 |
0.8750 |
0.7717 |
0.9065 |
0.5791 |
0.4647 |
|
hs12 |
0.0541 |
0.3984 |
0.2059 |
0.0781 |
0.0388 |
0.1250 |
0.1021 |
0.9705 |
0.9969 |
0.5779 |
0.9083 |
0.7187 |
0.7490 |
0.4557 |
|
hs13 |
0.5670 |
0.1157 |
0.2708 |
0.1390 |
0.3344 |
0.1699 |
0.0988 |
0.2257 |
0.5926 |
0.1358 |
0.1966 |
0.0905 |
0.0892 |
0.2328 |
|
hs14 |
0.1245 |
0.0283 |
0.0248 |
0.0103 |
0.1919 |
0.2214 |
0.4887 |
0.5263 |
0.5690 |
0.0704 |
0.1314 |
0.0000 |
0.0027 |
0.1838 |
|
hs15 |
0.0772 |
0.1569 |
0.1797 |
0.1323 |
0.0615 |
0.0418 |
0.0543 |
0.0503 |
0.0474 |
0.0723 |
0.0632 |
0.0466 |
0.0350 |
0.0783 |
|
hs16 |
0.1666 |
0.4779 |
0.1319 |
0.1648 |
0.1684 |
0.0936 |
0.0240 |
0.0170 |
0.0373 |
0.0295 |
0.0132 |
0.0206 |
0.0923 |
0.1106 |
|
hs17 |
0.0131 |
0.0332 |
0.1095 |
0.0935 |
0.1715 |
0.1025 |
0.1907 |
0.6598 |
0.5383 |
0.3937 |
0.7140 |
0.9315 |
0.3238 |
0.3288 |
|
hs18 |
0.1458 |
0.1194 |
0.3687 |
0.6333 |
0.6566 |
0.3560 |
0.3156 |
0.4818 |
0.1508 |
0.9623 |
0.3207 |
0.3468 |
0.2000 |
0.3891 |
|
hs19 |
0.1338 |
0.0817 |
0.0963 |
0.1667 |
0.2667 |
0.3326 |
0.4585 |
0.5540 |
0.5630 |
0.4741 |
0.4778 |
0.5866 |
0.7820 |
0.3826 |
|
hs20 |
0.0790 |
0.0677 |
0.0715 |
0.0639 |
0.1278 |
0.1521 |
0.1094 |
0.0645 |
0.0827 |
0.0713 |
0.0479 |
0.0505 |
0.0201 |
0.0776 |
|
hs21 |
0.7373 |
0.5461 |
0.3662 |
0.4458 |
0.6509 |
0.4615 |
0.4715 |
0.2876 |
0.2824 |
0.3923 |
0.4791 |
0.4298 |
0.3797 |
0.4562 |
|
hs22 |
0.8220 |
0.9029 |
0.6715 |
0.6346 |
0.7783 |
0.7310 |
0.8636 |
0.9888 |
0.7592 |
0.5955 |
0.3281 |
0.2697 |
0.4654 |
0.6777 |
|
hs23 |
0.0400 |
0.0747 |
0.0410 |
0.1672 |
0.1066 |
0.3861 |
0.5177 |
0.3367 |
0.1669 |
0.1428 |
0.1132 |
0.4946 |
0.7180 |
0.2543 |
|
hs24 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0138 |
0.0043 |
0.0069 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0019 |
|
hs41 |
0.0118 |
0.0016 |
0.0482 |
0.0155 |
0.0091 |
0.0009 |
0.0019 |
0.0044 |
0.0013 |
0.0017 |
0.0081 |
0.0071 |
0.0010 |
0.0087 |
|
hs51 |
0.0000 |
0.0046 |
0.0011 |
0.0021 |
0.0002 |
0.0001 |
0.0001 |
0.0002 |
0.0001 |
0.0002 |
0.0001 |
0.0001 |
0.0001 |
0.0007 |
|
hs52 |
0.0004 |
0.0001 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0005 |
0.0000 |
0.0002 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0001 |
0.0000 |
0.0001 |
表1是中澳按HS分類的各章農(nóng)產(chǎn)品在1996—2008年的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)。十三年中，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)多數(shù)年份在0.5附近的是HS03（魚(yú)、甲殼動(dòng)物、軟體動(dòng)物及其他水生無(wú)脊椎動(dòng)物）、HS08（食用水果及堅(jiān)果；甜瓜或柑桔屬水果的果皮）、HS11(制粉工業(yè)類品)和hs22（飲料酒及醋），說(shuō)明這幾章農(nóng)產(chǎn)品在中澳貿(mào)易中以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主；產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)歷年都低于0.5的有HS01（活動(dòng)物）、HS02（肉及食用雜碎）、HS04（乳品；蛋品；天然蜂蜜；其他食用動(dòng)物）、HS05（其他動(dòng)物）、HS09（咖啡、茶葉和調(diào)味香料）、HS10(谷物)、HS15（動(dòng)物植物油脂;蠟和食用油脂）、HS16(魚(yú)、甲殼類動(dòng)物、軟體動(dòng)物及其他水生無(wú)脊椎動(dòng)物的制品)、HS20(蔬菜、水果、堅(jiān)果或植物其他部分制品)、HS24（煙草、煙草及煙草代用品的制品），這十章農(nóng)產(chǎn)品在近些年的中澳貿(mào)易中主要是產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，其中HS01（活動(dòng)物）為完全的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，我方只有進(jìn)口沒(méi)有出口，HS02（肉及食用雜碎）、HS10(谷物)、HS24（煙草、煙草及煙草代用品的制品）這三章也接近完全產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易；從各章農(nóng)產(chǎn)品在這十四年的平均值來(lái)看，平均產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)在0.5以上的在24章中占了3章（HS03、HS08、HS22），說(shuō)明在中澳農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主的農(nóng)產(chǎn)品種類比較少，主要還是以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主。
從表2可知，就農(nóng)產(chǎn)品總體而言，中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)一直遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于0.5，說(shuō)明中澳總體農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易還很低，仍有較大的發(fā)展?jié)摿�。同時(shí)簡(jiǎn)單平均產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)大于加權(quán)平均指數(shù)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)較高的農(nóng)產(chǎn)品在中澳雙邊貿(mào)易中的比重較小，各品種農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展很不平衡。
表2：1996—2008年中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)簡(jiǎn)單平均及加權(quán)平均值
|
G-L指數(shù) |
1996 |
1997 |
1998 |
1999 |
2000 |
2001 |
2002 |
2003 |
2004 |
2005 |
2006 |
2007 |
2008 |
|
簡(jiǎn)單平均 |
0.2264 |
0.2370 |
0.1830 |
0.2111 |
0.2117 |
0.2091 |
0.2404 |
0.3291 |
0.2780 |
0.2645 |
0.2477 |
0.2597 |
0.2421 |
|
加權(quán)平均 |
0.0248 |
0.0416 |
0.0478 |
0.0527 |
0.0407 |
0.0499 |
0.0596 |
0.0866 |
0.0558 |
0.0653 |
0.0679 |
0.0800 |
0.0993 |
�。ǘ┲邪霓r(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的影響因素實(shí)證分析
1.模型的構(gòu)建和變量的選擇
基于上一節(jié)對(duì)中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)的測(cè)算，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文主要選取經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異、人均收入差異以及對(duì)外開(kāi)放度這幾個(gè)變量對(duì)中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，變量定義和預(yù)測(cè)符號(hào)見(jiàn)表3：
表3：變量定義和預(yù)測(cè)符號(hào)
|
解釋變量及縮寫(xiě) |
貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放度（X1） |
人均收入差異（X2） |
經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異（X3） |
經(jīng)濟(jì)規(guī)模（X4） |
|
變量含義 |
對(duì)外貿(mào)易總額占GDP的比重 |
兩國(guó)人均國(guó)民總收入的之差的絕對(duì)值 |
兩國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之差的絕對(duì)值 |
兩國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之和的平均值 |
|
理論預(yù)測(cè)符號(hào) |
+ |
— |
— |
+ |
按照選取的變量，我們建立一個(gè)多元線性模型，本文主要采用線性模型，Y代表了中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)，回歸方程設(shè)定如下:
LNY=C+aLNX1+bLNX2+cLNX3+dLNX4+u
2．實(shí)證分析過(guò)程及結(jié)論
根據(jù)選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用EviewS3.0軟件，采用最小二乘法對(duì)上述方程進(jìn)行回歸分析，過(guò)程如下:
(1)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
因?yàn)閷?duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)不改變?cè)兞康膮f(xié)整關(guān)系，且能使變量的趨勢(shì)線性化，從而消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差問(wèn)題，故對(duì)所有變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，記為L(zhǎng)NY、LNX1、LNX2和LNX3，LNX4，在對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須保證變量同階平穩(wěn)，因此我們首先利用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷各變量的平穩(wěn)性。 運(yùn)用Eviews3.0計(jì)量軟件對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4。
表4：變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)
|
變量 |
檢驗(yàn)類型 |
ADF統(tǒng)計(jì)量 |
10%顯著性水平下的臨界值 |
DW值 |
平穩(wěn)性 |
|
LNY |
(C,0,3) |
-0.325885 |
-2.7822 |
2.507203 |
不平穩(wěn) |
|
△LNY |
(C,0,3) |
-2.670921 |
-2.8169 |
2.022036 |
不平穩(wěn) |
|
△2LNY |
(0,0,3) |
-3.167349 |
-1.6415 |
2.940273 |
平穩(wěn) |
|
LNX1 |
(C,0,3) |
-2.649180 |
-2.7822 |
2.430897 |
不平穩(wěn) |
|
△LNX1 |
(C,0,3) |
-0.257102 |
-2.8169 |
1.574552 |
不平穩(wěn) |
|
△2LNX1 |
(C,T,3) |
-7.739885 |
-3.6280 |
2.113569 |
平穩(wěn) |
|
LNX2 |
(C,0,3) |
-0.224653 |
-2.7822 |
1.707847 |
不平穩(wěn) |
|
△LNX2 |
(C,T,3) |
-3.202106 |
-4.1961 |
2.871395 |
不平穩(wěn) |
|
△2LNX2 |
(C,T,3) |
-2.520729 |
-2.8640 |
2.628248 |
平穩(wěn) |
|
LNX3 |
(C,0,3) |
1.419446 |
-2.7822 |
2.218630 |
不平穩(wěn) |
|
△LNX3 |
(C,T,3) |
0.853907 |
-4.1961 |
2.005454 |
不平穩(wěn) |
|
△2LNX3 |
(C,T,3) |
-9.349373 |
-3.6280 |
2.861837 |
平穩(wěn) |
|
LNX4 |
(C,0,3) |
5.431868 |
-2.7349 |
1.440196 |
不平穩(wěn) |
|
△LNX4 |
(C,0,3) |
-0.051755 |
-3.3350 |
2.067409 |
不平穩(wěn) |
|
△2LNX4 |
(C,0,3) |
-2.537682 |
-2.8640 |
2.500471 |
平穩(wěn) |
注：△表示二階差分算子；檢驗(yàn)形式(C，T，L)中C、T、L分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括時(shí)間截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后除數(shù)；對(duì)于時(shí)間截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，c表示檢驗(yàn)的模型有該截距項(xiàng)，0表示沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)；滯后除數(shù)對(duì)應(yīng)的數(shù)字表示滯后的階數(shù)。L表示檢驗(yàn)所采用的滯后階數(shù)，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲。
由上表可知，變量LNY、LNX1、LNX2和LNX3，LNX4的水平序列都不能拒絕單位根假設(shè)，說(shuō)明存在單位根，故它們的水平序列都是不平穩(wěn)的；而它們的一階差分序列都不能拒絕單位根假設(shè)，說(shuō)明存在單位根，故一階差分序列都是不平穩(wěn)的；它們的二階差分序列都拒絕單位根假設(shè)，說(shuō)明原序列二階差分序列不存在單位根，故它們的二階差分序列都是平穩(wěn)的，即都是I（2）序列。由于協(xié)整關(guān)系只存在于同階單整的時(shí)間序列之間，所以我們判斷LNY、LNX1、LNX2和LNX3，LNX4之間可能存在協(xié)整關(guān)系。
(2)協(xié)整檢驗(yàn)與分析
若所涉及的變量都是二階差分平穩(wěn)(I(2))的，且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，它反映了所研究變量之間存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用基于回歸殘差的EG兩步法，對(duì)服從同階單整的變量的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，首先對(duì)各變量進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果如下：
Lny=-19.38402-0.323030lnx1-0.489641lnx2+0.772156lnx3-0.010257lnx4
t=(-1.743991)(-0.652810)(-0.531338)(0.894049)(-0.006965)
R=0.829255F=9.713399DW=1.994691
通過(guò)對(duì)各變量進(jìn)行回歸并對(duì)其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從表5可以看出，殘差序列為平穩(wěn)序列，該協(xié)整關(guān)系成立。
表5：殘差序列單位根檢驗(yàn)
|
ADF Test Statistic |
-2.829191 |
1% Critical Value* |
-2.8270 |
|
|
5% Critical Value |
-1.9755 |
|
|
|
10% Critical Value |
-1.6321 |
|
從方程估計(jì)的結(jié)果看，可決系數(shù)為0.829255，模型擬合情況比較理想，同時(shí)DW=1.994691接近于2，所以不存在自相關(guān)性，但可以看出R2較高，但t值都不顯著，且部分變量的符號(hào)與預(yù)測(cè)的值并不相符，故我們針對(duì)各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，根據(jù)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)確法定多重共線性的嚴(yán)重程度。
表6：解釋變量多重共線性檢驗(yàn)
|
|
LNX1 |
LNX2 |
LNX3 |
LNX4 |
|
LNX1 |
1.00 |
0.464557 |
0.875364 |
0.884595 |
|
LNX2 |
0.464557 |
1.00 |
0.554516 |
0.684480 |
|
LNX3 |
0.875364 |
0.554516 |
1.00 |
0.980105 |
|
LNX4 |
0.884595 |
0.684480 |
0.980105 |
1.00 |
lny=-26.68824-0.521617lnx1-1.1864991lnx2+1.270347lnx4
t=(-3.581580)(-1.193036)(-2.440868)(3.753548)
從表7可以看出，通過(guò)對(duì)其殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其殘差序列通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可知各變量間存在協(xié)整關(guān)系。
表7：殘差序列單位根檢驗(yàn)
|
ADF Test Statistic |
-2.725897 |
1% Critical Value* |
-2.9075 |
|
|
5% Critical Value |
-1.9835 |
|
|
|
10% Critical Value |
-1.6357 |
|
從方程估計(jì)結(jié)果看，可決系數(shù)為0.812195，模型擬合情況比較理想，DW=1.928957接近于2，所以不存在自相關(guān)性，各變量的t值也較顯著。針對(duì)該模型回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論：經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)雙邊產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展有著較大的影響作用，中國(guó)與澳大利亞GDP的均值每提高1%，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易就增加約1.27個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大有利于中澳雙邊產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，這也充分驗(yàn)證了規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論。至于兩國(guó)間收入水平差異對(duì)雙邊的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易負(fù)相關(guān)，即收入水平差距每提高1%，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易就降低約1.19個(gè)百分點(diǎn)，因?yàn)槭杖胨接休^大差異，則兩國(guó)間的需求結(jié)構(gòu)重疊部分就下相對(duì)較少，繼而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較低，也完全符合需求偏好相似理論；至于變量貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放度的符號(hào)與預(yù)測(cè)的值并不相符，考慮到農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易受保護(hù)的程度較高，諸如農(nóng)產(chǎn)品保護(hù)政策、技術(shù)貿(mào)易壁壘等，所以對(duì)外貿(mào)易的開(kāi)放程度并不能真實(shí)反映農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的開(kāi)放程度，存在數(shù)據(jù)失真的情況，故而符號(hào)與理論預(yù)測(cè)值不符。
(3)格蘭杰檢驗(yàn)與分析
由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果知道，中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均收入差異以及對(duì)外開(kāi)放度之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，尚需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)解決這一問(wèn)題。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8。
表8：Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
|
Null Hypothesis: |
Lags |
F-Statistic |
Probability |
|
LNX1 does not Granger Cause LNY |
1 |
3.68438 |
0.08713 |
|
LNY does not Granger Cause LNX1 |
1 |
2.29428 |
0.16415 |
|
LNX2 does not Granger Cause LNY |
2 |
0.22060 |
0.80827 |
|
LNY does not Granger Cause LNX2 |
2 |
19.4448 |
0.00239 |
|
LNX4 does not Granger Cause LNY |
3 |
5.46283 |
0.09839 |
|
LNY does not Granger Cause LNX4 |
3 |
1.45821 |
0.38202 |
四、結(jié)論
上述實(shí)證分析表明：第一,從總體水平上看，中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較低,以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主；從各章節(jié)農(nóng)產(chǎn)品看，只有HS03、HS08及HS22章農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易貿(mào)易水平較高，其余大部分較低。第二,從影響因素看，中澳間規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的貢獻(xiàn)較大，成正相關(guān)，而收入差距對(duì)中澳農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有負(fù)的影響，但由于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易保護(hù)壁壘的存在導(dǎo)致貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放度對(duì)其影響不大。
參考文獻(xiàn)
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2 宋玉華,劉春香.我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的實(shí)證研究[J],中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2004.(2)
3 黃蝶君、莊麗娟.中國(guó)與東盟農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易研究[J],世界貿(mào)易組織動(dòng)態(tài)與研究,2008(8)
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