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正文和致谢

绪论

中国地域辽阔使得各地的要素禀赋不同，产业结构不同，出口商品的结构也不同，因而出口的影响因素和影响程度也不尽相同。

我国中部地区包括山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南六省，中部地区国内生产总值占全国23%，是中国主要的能源动力和原材料输出地区，中部地区作为连接东西部的桥梁和纽带，是东西互动、南北合作的支撑点，若中部凹陷，东西必将失衡，中部梗阻，东西必将割裂，“中部崛起”己成为国家新一轮的区域战略重点。

2009年10月26日，国务院正式批准实施《促进中部地区崛起规划》，其主要内容是要把中部地区建设成粮食生产基地、能源原材料基地、综合交通运输枢纽、现代装备制造及高技术产业基地。

中部崛起一个重要方面就是要发展对外贸易。

由于地缘因素，中部地区不具备东部沿海地区发展对外贸易的优势。

地区外贸出口规模较小，产品竞争力较差，贸易依存度较低，对地区经济的拉动作用不足。

如何促进中部地区出口贸易增长，是摆在我们面前的一项重大课题，所以研究我国中部地区出口贸易增长影响因素具有重要的理论和实际意义。

对于出口增长理论，国外很早就开始研究，并形成了稳定的理论体系。

最早的是凯恩斯在其《通论》一书中提出了出口需求模型。

Goldstein和Khan（1985）首次在不完全替代模型下研究进口国收入和出口产品相对价格对出口总量的影响，认为进、出口的价格弹性和收入弹性相当稳定并且显著大于l，不完全替代模型也成为了后来很多学者研究出口影响因素的理论基础。

Krugman（1989）认为通过增加生产工业产品的出口种类可以增加贸易总量，这是首次从供给因素考虑对出口贸易的影响。

Srinivasan（1998）认为有效、可信赖的基础设施建设可以帮助出口商品的及时供给，有利于出口总量的增加。

在国内，周艳、刘红（2007）基于双边贸易引力模型，通过对8个国家和地区的贸易实证分析得出贸易伙伴的人均GDP对江苏省出口影响很大，汇率波动对出口有显著的负效应。

金雪军、卢佳（2007）认为人民币贬值对中西部地区出口的促进作用大于东部地区，而出口退税下调对东部出口抑制作用大于西部，因而为了缓解人民币升值压力应该减少或取消东部地区出口退税，对西部地区保持原有政策。

梁瑞（2008）认为FDI对中国东部影响最大,西部次之,中部影响不显著,且比国内GDP增长和汇率贬值对东部出口影响更大。

马胜伟、何元贵（2010）基于全要素生产率分析证明技术进步对出口有正的促进作用，同时验证了国外国民收入、实际汇率都能激励出口。

通过对以上文献的整理分析，笔者认为国内外的学者主要研究的是对于整个国家外贸因素的影响，而且主要集中研究单一变量对出口影响，对于区域或比较全面的出口影响因素分析比较零散，对于我国中部地区出口贸易的影响因素的研究更是微乎其微，而近年来，我国中部的外贸发展迅速，因而有必要对我国分区域的出口因素进行系统研究。

本文将在前人的研究基础上，结合中部地区的特点，尝试探求中部地区贸易增长的影响因素。

本论文从中部六省出口贸易的现状着手，分别从贸易总量、贸易结构和贸易方式等方面对中部六省出口贸易变化情况进行综合分析，然后从国际、国内和不确定因素方面对中部地区出口贸易影响因素进行了理论分析。

在理论分析的基础上，对中部六省出口贸易及其影响因素之间的关系进行分析。

最后，从短期措施和长期措施两个层面为中部六省未来出口贸易的发展提出了合理的建议。

一、中部六省出口贸易发展的现状：

（一）出口贸易总量规模

自中部崛起战略提出后，中部六省各自制定切实可行的崛起方针，从“武汉城市圈”、“中原城市圈”、“长株潭城市圈”、“皖江城市带”到“环鄱阳湖城市圈”，形成了以各省省会城市为经济增长中心的发展格局，各省的经济得到快速发展。

图一和图二是2001-2010年中部六省进出口贸易额规模及年增长率。

由图可知，中部六省出口贸易发展规模除了2009年受金融危机影响出口贸易有所下滑外，其他年份的贸易额呈逐年增长的趋势。

2010年的出口贸易额是2001年的6.07倍，而且每年的出口额大于进口额，出口额年增长的速度也有快于进口额年增长速度的倾向。

图一：

中部地区进出口额

资料来源：

各省统计年鉴及统计公报；

图二：

中部地区进出口年增长率

资料来源：

各省统计年鉴及统计信息网；

（二）出口贸易依存度

为进一步考察对外贸易对中部六省的影响，本文采用外贸依存度这个指标。

外贸依存度是用进出口总额与国内生产总值之比来度量，该指标是开放度的评估和衡量指标，也是反映一个地区的对外贸易活动对该地区经济发展的影响和依赖程度的经济分析指标。

从最终需求拉动经济增长的角度看，该指标还可以反映一个地区的外向程度。

从图三中可以看出，2001-2008年中部六省的出口贸易依存度呈逐步增长的趋势，2009年受金融危机影响，出口贸易受到抑制和倒退，但2010年出口依存度回升，经济走势转好。

但从图三可以看出，2001-2010中部六省的出口依存度都低于10%，这远低于全国2009年水平24.4%。

图三：

中部六省出口依存度

资料来源：

各省统计年鉴及统计公报；

（三）出口贸易结构与贸易方式

为考察中部六省出口贸易的结构及贸易方式，本文从主要出口商品和一般贸易及加工贸易进行分别分析。

表一是中部六省2007-2010年主要出口产品及其占比情况。

在六省的统计年鉴中，最为关注的出口产品分别是机电产品和高新技术产品。

有表可知，中部六省的机电产品和高新技术产品出口占出口总额的比例分别呈逐步增长的趋势，四年中湖北省的增长速度最快，2010年机电产品和高新技术产品占比分别为54.01%和26.66%，合计占到整个省出口贸易额的80.67%，这可能与该省的东湖高新科技开发区有很大的关系，而安徽省机电产品的比重略有下降，由2007年的40.03%微降到2010年的38.97%，河南省2008的高新技术产品比重下降最快，但近两年有所上升。

表一中部六省出口产品中机电产品和高新技术产品的比重（单位：

%）

省份

机电产品

高新技术产品

2010

2009

2008

2007

2010

2009

2008

2007

安徽

38.97

38.05

40.09

40.03

16.18

16.84

15.86

12.67

河南

24.46

27.32

25.00

26.66

5.83

5.74

3.77

22.74

湖北

54.01

49.60

43.13

26.80

26.66

21.43

19.15

10.67

湖南

33.95

30.25

30.15

25.97

7.20

5.41

3.33

3.27

江西

33.83

26.25

20.08

21.98

20.17

18.90

19.66

9.71

山西

25.67

39.08

14.94

14.94

9.77

14.08

3.90

3.89

资料来源：

各省统计年鉴及统计公报；

表二是中部六省对外贸易的主要贸易方式分布。

表中共列出了2007-2010的一般贸易和加工贸易的出口额占当年全部出口额的比例。

具体来看，中部六省的贸易方式主要以一般贸易为主，占到全部出口额的一半以上，且两种贸易方式占出口额中的份额波动不大。

加工贸易可分为来料加工和进料加工，其中进料加工是加工贸易的核心部分，在各省的年鉴中可发现，在进出口总额中有90%以上的加工贸易是进料加工贸易。

2009年，在中部六省中，一般贸易占比最高的是湖南省，比例达到了82.72%，最低的是湖北省，为60.62%；加工贸易占比最高的为湖北省，份额为33.42%，占比最低的为湖南省，仅为14.63%。

这正好与一般贸易的占比排序相反，与湖北省机电产品和高新技术产品的高速增长相吻合。

表二中部六省各省2007-2009年贸易方式（单位：

%）

2009

2008

2007

一般贸易

加工贸易

一般贸易

加工贸易

一般贸易

加工贸易

安徽

74.16

19.86

74.19

22.64

73.81

24.72

河南

74.35

26.80

83.78

14.04

80.49

17.47

湖北

60.62

33.42

70.21

25.75

70.79

28.15

湖南

82.72

14.63

89.84

9.77

90.98

8.43

江西

61.23

21.70

68.94

29.52

73.08

25.82

山西

73.24

25.00

80.88

18.84

71.54

28.12

资料来源：

各省统计年鉴及统计公报；

二、影响我国中部地区出口贸易增长主要因素的定量分析

中部六省出口贸易的影响因素众多，不可能也没有必要对所有影响因素进行研究。

所以要选择对中部地区出口贸易增长有长期显著影响和短期较大冲击的变量。

同时，还要选择具有代表性和概括性的变量。

根据中部地区可获得的实际数据，可以绘制与各种可能影响因素之间的散点图。

这里的主要因素有出口贸易总额（EX）、进口贸易总额（IM）、外商直接投资（FDI）、六省生产总值（GDP）、世界经济增长率（WEGR）和人民币实际有效汇率（REER）。

国内生产总值。

一般来说，一个地区的国内生产总值与对外贸易有密切的关系。

一方面，一国经济的增长是出口贸易的保证，一国经济的繁荣意味着生产能力的提高，生产能力的提高将会推动商品的出口，另一方面，一国经济的增长也意味着国内需求的增加，需求增加是进口贸易产生的一个主要动力，将会促使本国进口增加。

因此，国内生产总值与进出口贸易呈正相关关系。

外商直接投资。

外商直接投资与对外贸易的关系主要有三种，替代关系、互补和不确定性关系。

一般来说。

外商直接投资与外贸的互补关系表现更为明显。

一方面，通过外资企业的直接出口带动东道国的出口贸易，同时通过技术外溢、知识外溢等来推动东道国企业的技术升级，都有利于东道国的出口扩大，另一方面，外商直接投资来到东道国，必然会带来投资国的一些先进的技术和设备，这些构成了东道国的进口，会使东道国进口增加。

因此，外商直接投资与进出口贸易呈正相关关系。

实际有效汇率。

汇率对出口贸易和进口贸易有不同的影响。

对出口贸易而言，本币贬值，以外币表示的本国商品的价格将下降，会扩大国际市场对本国商品的需求，有利于本国的商品出口；对进口贸易而言。

本币贬值，以本币表示的外国商品的价格上升，会减少本国消费者对外国商品的需求，将会减少本国的进口；相反，本币升值有利于进口不利于出口。

由于我国外汇标价是直接标价法，即以一定的外币表示若干人民币的数量，因此汇率即外币的价格与出口贸易是正相关关系，与进口贸易是负相关关系

全球经济指数。

世界经济的高速增长对中部地区外贸会产生一定的影响。

一方面，世界经济的发展，各国国民收入将会增加，会扩大世界商品需求总量，因此将会增加对我国中部地区的进口需求，有利于中部地区的出口，另一方面，世界经济的增长表明世界生产能力增强，将降低国际产品的成本和价格，从而会扩大中部地区的进口水平。

因此，全球经济指数与对外贸易呈正相关关系。

进口。

考虑到进出口之间的相互影响。

因此在出口贸易影响因素模型中纳入进口变量，而在进口贸易影响因素模型中纳入出口变量。

出口的扩大会导致进口的增加，而进口的扩大同样会促使出口的增加，因此，两者是正相关关系。

利用表三数据，可得出散点图，并且可以看出，中部六省出口贸易发展情况与其进口贸易、地区生产总值、外商直接投资基本上呈线性相关关系，而与世界经济增长率、人民币实际汇率之间的关系趋势并不明确。

中部六省出口贸易与世界经济发展关系部显著，原因有两点：

其一：

中部六省作为中国内陆地区，其出口的地理方向在逐步分散，出口总量占全球出口贸易的份额非常小。

其二，世界经济的迅速增长为其出口贸易的发展提供一个比较好的外部环境，但从长期来看，并不能直接影响其出口贸易的变动。

因而，世界经济增长率与出口的相关程度并不显著。

另一个值得关注的方面就是人民币实际有效汇率和中部六省出口贸易之间的关系是否符合理论假设的问题。

从所绘制的散点图可以看出，人民币实际有效汇率和中部六省出口贸易之间的关系在实际数据的支持上并不显著。

考虑到中部六省的经济情况，文章分析认为，虽然六省的出口贸易结构在逐步优化，但在2001-2010年期间，中部地区的出口商品主要以缺乏弹性的商品为主，如生活必需品（如服装，动植物产品等）和一些原料制品等，其需求价格弹性比较低。

从名义汇率来看，尽管1994年以来，我国不断开放金融账户，实行人民币汇率的“有管理的浮动汇率制”，但实际上，人民币仍然是固定汇率。

因此人民币名义汇率一直是由我国中央银行定值的固定汇率，其时间序列基本上是呈现阶梯型变化的。

用计量经济学中时间序列方法不能直接分析人民币汇率变动对中部地区出口贸易的影响，所以在以下的分析中不考虑汇率对出口贸易的影响。

经过上述分析，中部六省出口贸易影响因素的解释变量可以确定为以下几个主要变量，即中部六省的进口贸易IM,中部六省外商直接投资FDI,中部六省的经济发展水平GDP。

图四给出了三个变量取对数后在2001-2010年间的发展趋势图。

从图可以看出各个变量取对数后基本呈线性变化。

对于线性趋势的变量，更有利于做研究。

所以文章对EX、IM、FDI、GDP分别进行取对数，得到变量LNEX、LNIM、LNFDI、LNGDP，如表三所示。

图四：

各变量取对数后的趋势图

资料来源：

各省统计年鉴及统计公报；

表三各变量取对数后的数值

LNEX

LNFDI

LNIM

LNGDP

1991

3.855387043

0.537136439

2.685300034

8.39024352

1992

3.958133392

2.362183306

3.163380028

8.571679483

1993

4.01709808

3.184035902

3.532026794

8.813050257

1994

4.306520185

3.148552068

3.600769292

9.088772558

1995

4.423928846

3.188379503

3.693954057

9.334323702

1996

4.27673695

3.355969864

3.674062727

9.423690605

1997

4.4369314

3.567389557

3.584479588

9.634538909

1998

4.327397519

3.522777643

3.524906527

9.708847635

1999

4.362109601

3.450755505

3.759095577

9.76222521

2000

4.573015728

3.379605955

3.921945613

9.858794011

2001

4.64995233

3.4828603

4.121473

9.939857

2002

4.73277153

3.7696296

4.254761

10.03138

2003

4.97064629

3.9838971

4.65396

10.1628

2004

5.40717177

4.2559346

4.964522

10.36318

2005

5.49946068

4.4855857

5.141897

10.52812

2006

5.79243417

4.7500702

5.358236

10.67774

2007

6.08454497

5.1085892

5.718014

10.87303

2008

6.38012254

5.2678066

5.995905

11.06103

2009

6.03777545

5.368547

5.882263

11.16264

2010

6.45324697

5.6021926

6.260021

11.35554

（一）ADF检验

在经济领域中，我们所得到的绝大多数时间序列观测值不是由平稳过程产生的，而平稳性在计量经济模型中具有重要作用，因此有必要对观测值进行平稳性检验。

序列的平稳性是指如果一个时间序列定的统计规律不会随着时间的推移而发生变化。

直观上一个平稳时间序列可以看做是一个围绕其均值上下波动的曲线。

序列的非平稳性是指时间序列的统计规律随时间的位移二发生变化，即生成变量的时间序列数据的随机过程的特征随时间变化。

平稳性检验方法主要有：

平稳性的非参数检验、自相关函数检验和单位根检验等，运用最广泛的是单位根检验。

本文将采用单位根检验来对变量的平稳性和单整阶数进行检验。

ADF检验结果如表四。

表四ADF单位根检验结果

变量

检验形式

（c,t,k）

AIC值

SC值

ADF统计值

5%显著水平下ADF临界值

LNEX

（c,t,1）

-0.380689

-0.231567

-1.590254

-3.673616

△LNEX

（c,0,1）

-0.284566

-0.185636

-4.905549

-3.040391

LNIM

（c,t,1）

-0.472518

-0.323396

-1.126133

-3.673616

△LNIM

（c,0,1）

-0.661232

-0.562301

-3.329686

-3.040391

LNFDI

（c,t,1）

-1.144094

-0.946234

-2.449503

-3.690814

△LNFDI

（c,0,1）

-1.251621

-1.104583

-5.538625

-3.052169

LNGDP

（c,t,1）

-2.742119

-2.544259

-2.588947

-3.690814

△LNGDP

（c,0,4）

-3.59340

-3.319559

-3.757090

-3.098896

注：

（1）表中所有ADF检验结果均是采用eviews6.1软件计算得出；

（2）检验形势中的c表示有截距，t表示有趋势项，k表示最大滞后阶数，用AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最小的检验类型；

（3）△表示一阶差分。

由上表可知，所有变量的水平形式的ADF检验都没有通过，而经过一次差分后均通过单位根检验，这表明所有变量均为一阶差分平稳，满足协整的同阶单整条件。

（二）协整检验

在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。

但是，在现实经济中的时间系列通常是非平稳的，我们可以对它进行差分把它变平稳，但这样会让我们失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，所以用协整来解决此问题。

根据ADF检验结果可知，△LNFDI、△LNEX、△LNGDP、LNIM是一阶平稳序列，建立以下多元回归模型：

LNEX=α+π1LNFDI+π2LNGDP+π3LNIM+μ,并对其进行OLS回归分析，得到结果如下（括号内的数是相应参数的T检验值）：

LNEX=-0.16468877635*LNFDI+0.157609132987*LNGDP+0.842916789779*LNIM+0.297654146009+û

（0.366854）（-2.445713）（1.316472）（9.262344）R2=0.985358

由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项、无趋势项的ADF检验，在5%的显著性水平下统计值为-1.941409，ADF的统计值为-6.539221，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明各变量之间存在协整关系。

由上面的方程可知，拟合优度总体效果比较好。

从长期均衡方程的系数来看，进口的变动对出口影响很大，达到了0.842916789779，说明出口和进口之间的相关性非常显著。

进口促进出口的结论也正好和雁行发展模式相吻合，即发展中国家通过进口达到经济发展和产业升级的目的，最终实现由进口，进口替代到出口的过程。

其次，LNGDP与LNEX的线性关系不明显，仅为0.157********7，同时它也没有通过T检验，这可能是模型出现了多重共线性以及忽略了生产总值对出口贸易影响的时滞性，因为单独将LNEX和LNGDP做回归时，LNGDP前的系数达到了0.9。

最后，外商直接投资对出口的影响是反方向的，这也可能是出现时滞性的结果。

（三）误差修正模型

根据上文的检验结果可知，中部六省出口贸易和其主要影响因素之间存在长期协整关系，即各个变量之间存在一种稳定的比例关系。

可以建立中部六省出口贸易影响因素的经济模型。

这里建立误差修正模型。

误差修正模型有许多明显的优点：

如a）一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；b）一阶差分项的使用也消除模型可能存在的多重共线性问题；c）误差修正项的引入保证了变量水平值的信息没有被忽视；d）由于误差修正项本身的平稳性，使得该模型可以用经典的回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验来进行选取。

在

（二）中我们得到了μ=LNEX-α-π1LNFDI-π2LNGDP-π3LNIM，ECM=û（ECM表示误差修正项），并建立模型如下：

△LNEX=C+β1△LNFDI+β2△LNGDP+β3△LNIM-λECMt-1+ε1通过eviews6.0做估计回归模型，结果如下：

△LNEX=-0.222245△LNFDI+0.78013△LNGDP+0.897469△LNIM-0.430068ECMt-1-0.093724+μt

（-2.125859）（-4.953378）（2.865528）（8.238850）（-5.602764）

R2=0.908367DW=1.943296注：

括号内的数是相应参数的T检验值。

上述估计结果表明，出口贸易额的变化不仅取决于进口额、外商直接投资和经济发展情况的变化，而且还取决于上一期各个变量对均衡水平的偏离，误差项的估计系数为-0.430068体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。

（四）利用实证分析得出的结论

首先，从长期均衡方程系数来看，中部地区进口贸易是中部六省出口贸易的最主要因素，它的系数0.84，这表明：

当期进口贸易每增加1%，则当期出口贸易就增加0.84个百分点。

生产总值对出口的影响不显著，仅为0.16。

当期的生产总值每增加1%，则当期出口贸易就增加0.16个百分点。

而外商直接投资的系数分别为-0.16.这说明外商直接投资对出口的影响是反向的，这可能是由于在长期均衡方程中没有考虑到外商直接投资对出口贸易影响的时滞性造成的结果。

其次，根据误差修正模型，从短期动态模型来看，本期的生产总值和本期进口额的变动以0.897和0.78的比率影响出口的变动，说明出口对于生产总值和进口的变动较为敏感。

而且短期方程中进口项系数0.78小于其长期方程的0.84，说明短期内出口的变动除了进口有很大相关性外，还受其它不确定因素的影响。

而生产总值系数0.897大于其长期方程的0.16，表示短期内生产总值对出口的影响显著且比长期影响大。

同时短期动态模型表明科技投入和外商直接投资的变动对于同期出口的变化不产生显著影响。

非均衡误差项则表明短期内影响中部地区出口贸易的各因素与出口存在显著的动态调整机制：

滞后一期的误差修正项以0.43的比率对出口变动做出反向修正。

三、我国中部地区发展出口贸易的对策及