【中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實證探析綜述2600字】

中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實證分析綜述目錄TOC\o"1-2"\h\u17724中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素實證分析綜述 17164（一）選擇變量 176501.中日人均收入差異 162562.中國技術(shù)進步 2122743.日本對華直接投資 231769（二）模型的建立及數(shù)據(jù)來源 2100011.建立模型 2249752.數(shù)據(jù)來源 3728（三）模型的檢驗與估計 3255691.模型檢驗 332092.模型估計 48180（四）實證結(jié)果分析 5選擇變量通過對前人研究結(jié)果的分析和總結(jié)可以得知：經(jīng)濟發(fā)展水平越相近的國家，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平越高，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對于一國經(jīng)濟貿(mào)易的發(fā)展具有顯著的促進作用，因此本文基于2009-2019年的數(shù)據(jù)，從國家及產(chǎn)業(yè)角度對中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素進行實證研究，考慮到數(shù)據(jù)選取以及中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的現(xiàn)狀，本文決定選取中日人均收入差異、中國技術(shù)進步、日本對華直接投資作為影響中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的解釋變量，對這三個指標進行實證分析。中日人均收入差異赫爾普曼與克魯格曼(Helpman和Krugman)的研究顯示，有利于兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的因素可以通過國家間經(jīng)濟規(guī)模差距的縮小來改善。通過前人研究的重疊需求理論，兩國之間制造業(yè)產(chǎn)品的貿(mào)易發(fā)展是通過人均收入水平類似的兩國基本情況得出，因為兩國大量需要同質(zhì)的差異性產(chǎn)品，這會促進產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展向水平型發(fā)展。但這也不是絕對的正確，因為越相似的兩國收入水平，越表明兩國的要素稟賦差異并不明顯，此時會降低兩國得垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平。綜合上述的兩種影響，無法判斷中日人均收入的差異會對中日制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平產(chǎn)生何種影響。本文選用中日兩國人均GDP的差異來表示此變量，用來表示t期的中日人均收入差異。2.中國技術(shù)進步一國某產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平越高，其對與中間產(chǎn)品的進口也會增加，則可能會對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易產(chǎn)生一定的影響，因此技術(shù)進步會對中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生積極影響；而技術(shù)進步的重要標志可以通過生產(chǎn)高科技產(chǎn)品的進口及其進出口規(guī)模來進行衡量，本文選用中國科技產(chǎn)品占制造業(yè)中的制成品作為技術(shù)進步的代理變量，用來表示t期中國的技術(shù)進步。3.日本對華直接投資由于貿(mào)易互補型產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易替代性產(chǎn)業(yè)都能表示對外直接投資產(chǎn)業(yè)。因此，如果為了擴大海外市場的占用率，從而增加對外直接投資，那么，這種對外直接投資會減少兩國之間的貿(mào)易水平。但是，如果為了建立東道國之間的垂直分工體系，那么這種對外直接投資就會促進兩國之間的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。所以，日本對華直接投資對中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的影響不確定。本文以FDI表示t期日本對華的直接投資。模型的建立及數(shù)據(jù)來源1.建立模型據(jù)上文對中日兩國制造業(yè)和中日兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要影響因素進行了分析,結(jié)合之前專家和學(xué)者對這三個影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的深入研究,本文選擇了中日兩國人均收入水平差異、中國科技進步、日本對華直接投資這三個主要影響因素進行了實證分析,把這三個影響因素綜合起來作為三個解釋的變量,建立了一個多元線性回歸模型:lnGLt其中GLt表示中日兩國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)；其余的參數(shù)和變量在本文中的含義可以參考見下圖表6所示。表6公式中各參數(shù)及解釋變量的含義參數(shù)參數(shù)含義解釋變量解釋變量含義預(yù)期符號β1中日人均GDP之差對中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X1表示中日人均GDP（AGDPD)－β2中國的技術(shù)進步對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X2表示中國技術(shù)進步（HTP）＋β3日本對華直接投資對中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響X3表示直接投資（FDI）＋或－數(shù)據(jù)來源本文通過數(shù)據(jù)整合，選取了2009～2019年共11個樣本數(shù)據(jù)用已研究中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的影響因素。其中，行業(yè)分類以SITC三分位法為基礎(chǔ)，將前兩位數(shù)字相同的產(chǎn)品歸為同一行業(yè)。在測算中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的GL指數(shù)時，所用到的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)整理得出；日本對華直接投資的數(shù)據(jù)來自日本統(tǒng)計局的整理得出；而中日人均收入差異及中國科技產(chǎn)品占制造業(yè)中的制成品的比重都來自于中國統(tǒng)計年鑒的整理數(shù)據(jù)得出。模型的檢驗與估計1.模型檢驗首先我們應(yīng)對所要研究的各種變量都進行平穩(wěn)度檢驗,本文主要采用單位根檢驗方法檢驗每個變量的平穩(wěn)度。通過stata數(shù)據(jù)分析軟件對各個單位的數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗,時間序列中3個變量都表現(xiàn)出來是不平穩(wěn),所以我們很有必要對各個變量之間的一階數(shù)據(jù)差分做一個平穩(wěn)性的檢驗,結(jié)果顯示如下:表7單位根一階差分檢驗變量差分階數(shù)t臨界值1%5%10%FDI1-3.753-3.750-3.000-2.630AGDPD1-5.017-3.750-3.000-2.630HTP1-7.659-3.750-3.000-2.630由表7分析可得出：FDI、AGDPD、HTP的t值為-3.753、-5.017、-7.659，根據(jù)附錄表2，在1%、5%、10%的1顯著性水平下，他們的臨界值都大于t統(tǒng)計量，表明時間系列中不存在單位根，是平穩(wěn)序列。2.模型估計異方差檢驗：（white檢驗）Prob>chi2=0.3235，接受原假設(shè)，所以不存在異方差。通過上文對變量序列進行分析，得知部分變量序列在進行一階差分后為平穩(wěn)狀態(tài)。由此可知，應(yīng)當用最小二乘法與一階差分的ADF檢驗數(shù)據(jù)進行結(jié)合，針對所結(jié)合的數(shù)據(jù)對模型進行估計。結(jié)果如表7所示。表8回歸結(jié)果回歸系數(shù)CoeftpR2F常數(shù)2.3460.4310.0130.8205F=23.458

p=0.032lnADGPD-0.199-2.210.063lnFDI0.3120.4230.026lnHTP0.1651.580.045從回歸結(jié)果可以得知，F(xiàn)DI和HTP的P值為0.026和0.045，均小于5%，顯著性水平高。ADGDP的P值為0.063，也達到了10%的顯著水平。從總體上來看，R2達到了0.8205，模型擬合程度較高。F值設(shè)定為為23.458，即對列入該分析模型的三個解釋變量（中日人均GDP差異、中國的技術(shù)進步、日本對華直接投資）聯(lián)合起來對被解釋變量（中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)）有顯著影響。實證結(jié)果分析從上述的實證分析，可以得出以下結(jié)論：第一，ADGDP的系數(shù)為負值，即中日人均收入差距越大則中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平越低；具體而言，當中日ADGDP的差距增加1%，則中日G-L指數(shù)就會減少0.199%。人均收入差異會影響到中日兩國需求的相似性，而相似需求會對中日兩國的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易產(chǎn)生各種各樣的影響。所以，伴隨著未來中國經(jīng)濟的發(fā)展，人均收入水平的提高，消費者多樣化需求會因此正佳增加，從而中日人均收入差距減小，并且中國與日本消費者的相似需求會相應(yīng)增加，從而促進中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。第二，技術(shù)進步（HTP）的系數(shù)為正值，即中國技術(shù)進步對中日制造業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展具有積極影響，具體而言，當中國SE上升1%時，中日G-L指數(shù)就會增長0.165%。因此，當中國制造業(yè)企業(yè)提高其在全球價值鏈中的位置，加強其產(chǎn)品中的技術(shù)含量后，其與日本的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平也會得到相應(yīng)的發(fā)展。第三，日本對華FDI的系數(shù)為正值，相比于技術(shù)進步這一變量，日對華FDI對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的