中国与日韩贸易制衡分析_徐云燕.pdf

2023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸收稿日期：2022-08-15作者简介：徐云燕(1988-)，女，河南新乡人，讲师，硕士，研究方向：宏观经济、金融发展。中国与日韩贸易制衡分析徐云燕（郑州升达经贸管理学院，郑州 541191）摘要：近些年来，我国经济发展较快，进出口贸易在促进国家经济发展方面表现出较强的动力，同时各国进出口贸易的相应比重能够体现出其在国家的地位，反映出很多国家经济、贸易甚至是政治问题。因此研究中国与日韩贸易具有一定的实际意义。本文主要采用的是协整分析、脉冲响应分析和格兰杰因果检验方法，通过搜集中日贸易数据和中韩贸易数据对中国与日韩贸易制衡进行了实证分析，研究结果表明：在短期内，不能实现通过发展中韩贸易来制衡中日贸易的战略。在长期内，中国从韩国进口增加将会抑制中国与日本贸易的发展，提升韩国在中国对外贸易的相对地位。关键词：进出口贸易；贸易制衡；格兰杰因果检验中图分类号：F75文献标识码：A文章编号：1005-913X（2023）03-0035-03投资、消费、出口是经济增长的三大重要因素，短期投资虽然也可以促进经济增长，而长期出口和消费才是促进经济发展的实质所在。近些年来，进出口贸易在促进经济发展方面表现出较强的动力：一方面，进出口贸易的发展可以刺激经济需求，扩大经济规模；另一方面，贸易的发展可以促进技术改造，提升企业的结构升级。经济快速发展使得中国同邻近国家日本、韩国的进出口贸易在逐年增加，而进出口贸易在国家的地位体现能够反映出很多经济、政治问题。因此，贸易制衡在国家贸易方面常常会被用来均衡贸易发展，当韩国在中国的进出口贸易中比重逐渐增加，为了能够制衡韩国，中国会增强与日本的合作，扩大进出口贸易，降低韩国在中国进出口贸易比重，从而降低地位。在这样的背景下，本文主要是针对中国与日韩贸易制衡进行分析，通过分析贸易制衡现象，判定贸易制衡现象是否在中国存在，如果存在，贸易制衡的效果如何是本文研究的重点问题。一、变量选择与处理本文研究的是中日贸易和中韩贸易，变量采用首字母，变量为 Ij：中国从日本进口总额，Ik：中国从韩国进口总额，I：中国进口总额，Ej：中国对日本出口总额，Ek:中国对韩国出口总额，E：中国出口总额。所选取的 1991 年 1 月2020 年 12 月的月度数据，来源于 IMF 的 DOT数据库。中国从日本进口总额的比重Icj=中国从日本进口总额 Ij中国总进口金额 I（公式 1）中国从韩国进口占中国总进口的比重Ick=中国从韩国进口总额 Ik中国总进口金额 I（公式 2）中国对日本出口占中国总出口的比重Ecj=中国向日本出口总额 Ej中国总出口金额 E（公式 3）中国对韩国出口占中国总出口的比重Eck=中国向韩国出口总 Ek中国总出口金额 E（公式 4）公式 1 反映的是日本货物占中国进口货物的地位，公式 2 反映的是韩国货物占中国进口货物的地位，公式 3 反映的是日本货物占中国出口货物的地位，公式 4 反映的是韩国货物占中国出口货物的地位。文章选取的数据为月度数据，容易受到季节因素、偶然突发性因素等影响，造成进出口贸易的相关数据会存在不稳定性，真实性会受到影响。在实证分析前，使用的是 Census-12 方法在 EVIEWS 中进行处理，消除季节性因素对数据产生的不良影响，保障数据结果的真实性。调整后的贸易数据为：Icj、Ick、Ecj、Eck。二、实证分析（一）单位根检验本文实证分析前对变量进行 ADF 单位根检验，避免出现伪回归的现象，影响分析结果。单位根检验原假设：变量存在单位根，备择假设：变量不存在单位根。根据 SIC准则判断最优滞后阶数对其检验结果如下：352023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE实证结果如表 2 所示。因为格兰杰因果检验因素较多，根据本文研究的重点，在这里将重点放在中日贸易和中韩贸易之间的关系上，在 10%的显著性水平下，中国从日本进口是引起中国从韩国进口的格兰杰原因；在 5%的显著性水平下，中国从日本进口是引起中国向韩国出口的格兰杰原因。进一步，通过分析可以得到，在短期内，中国从日本进口对中国从韩国进口的影响为负效应，中国从日本进口滞后一阶对中国向韩国出口的影响为负效应，滞后二阶对其影响为正效应。该结果不满足“中国从韩国的进口贸易是中国从日本的进口贸易的格兰杰原因且效应为负，或者中国从韩国的出口贸易是中国从日本的出口贸易的格兰杰原因且效应为负。”因此短期内，不能实现通过发展中韩贸易来制衡中日贸易的战略。2.长期格兰杰因果关系检验本文对 Icj、Ick、Ecj、Eck进行长期 Granger 因果关系检验，采用的是误差修正模型下进行检验。实证结果如表 3 所示。根据长期格兰杰因果检验，首先，对于误差修正项的 Wald 检验可以看到，在 10%的显著性水平下，ICJ、ICK、ECJ、ECK作为误差修正模型的因变量，长期均衡的协整关系通过了相应的检验。即，长期上，协整关系 et-1是 ICJ、ICK、ECJ、ECK的格兰杰原因。在 10%的显著性水平下中国从韩国进口 ICK和向韩国出口 ECK是中国从日本进口 ICJ和中国向日本出口 ECJ的格兰杰原因。其次，在 Granger 短期长期因果关系检验后，检查这种因果关系是否稳定，即观察是否具有收敛性，具有收敛性代表模型稳定，检验结果有效。不收敛说明模型不稳定，检验结果无效。在误差修正模型界面下选择期数为 120，中长期看来，趋势较为稳表 2短期格兰杰因果检验结果D(ICJ)Prob.D(ICK)Prob.D(ECJ)Prob.D(ECK)Prob.D(ICK)0.4296D(ICJ)0.0941*D(ICJ)0.0002*D(ICJ)0.0234*D(ECJ)0.4753D(ECJ)0.3830D(ICK)0.1497D(ICK)0.0009*D(ECK)0.6340D(ECK)0.5264D(ECK)0.2470D(ECJ)0.6053All0.6285All0.2578All0.0008All0.0019注：*表示在 5%的显著性水平下显著，*表示在 10%的显著性水平显著，D为一阶差分，Prob.为概率。表 1ADF 单位根检验变量ADFProb.变量ADFProb.结论Icj-0.20520.9348Icj-17.59640.0000I(1)Ick-3.85530.0027Ick-17.47790.0000I(1)Ecj-0.30480.9211Ecj-16.99680.0000I(1)Eck-3.23170.0191Eck-19.10230.0000I(1)实证结果如表 1 所示。结果分析从表 1 中可以看到，Icj、Ick、Ecj、Eck中 Icj、Ecj两个变量在进行 T 检验过程中，未能通过 T检验，结果表示在 5%的显著性水平下无法拒绝原假设，即存在单位根。Icj、Ick、Ecj、Eck进行一阶差分，差分后所有变量在 5%的显著性水平下严格拒绝原假设，只能接受备择假设，即变量不存在单位根，即满足 I(1)一阶单整。Icj、Ick、Ecj、Eck符合同阶单整。（二）Johansen 协整关系检验满足同阶单整需要用 Johansen 协整关系检验变量是否存在协整关系。首先，需要建立 VAR 模型，确定滞后阶数，根据 AIC、SC、LR、FPE、HQ 原则选择合适的滞后阶数，判定最优滞后阶数为 3。协整关系的滞后阶数为 p-1=2。其次，在 VAR 模型中进行 Icj、Ick、Ecj、Eck协整关系检验，方法采用的是 Trace 特征值迹检验和 Max-Eig最大特征值检验，结果均显示在 5%的显著性水平下变量之间存在 1 个协整关系，说明四个变量长期上存在一定的联系，需要进一步采用误差修正模型进行修正。协整方程为：ECMt=Icj(-1)+2.5238Ick(-1)-1.2682Ecj(-1)+20.7572Eck(-1)-1.1429（公式 5）（三）Granger 因果关系检验本文所选的变量 Icj、Ick、Ecj、Eck均服从一阶单整，下一步进行变量之间的关系检验，来研究变量之间的影响是否存在效应以及效应的正负性。1.短期格兰杰因果关系检验本文对 Icj、Ick、Ecj、Eck进行短期 Granger 因果关系检验，采用的是滞后期为 2 的误差修正模型进行检验，原假设为：自变量不是引起因变量的变化原因；备择假设为：自变量是引起因变量的变化原因。检验结果如下：国际经济与贸易362023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸表 3长期格兰杰因果检验结果et-1ICJt-L5.5580.0017.6170.0003.9680.008et-1ICKt-L4.7730.0022.3270.0756.9970.000et-1，ECJt-L4.9070.0025.1840.0012.2580.082et-1ECKt-L5.0870.0024.6770.0032.2490.08et-113.2460.00013.5330.0003.3460.0685.0350.026FPFPFPFPICJICKECJECK因变量自变量注：F 为统计量，P 为概率，et-1为误差修正项。定。为了突出研究中韩贸易和中日贸易之间的关系，研究结果如下：图 1ICJ、ICK、ECJ、ECK脉冲响应收敛图实证结果如图 1 所示。在 120 期内，中国对韩国出口 ECK对于中国从日本进口 ICJ具有长期负效应，对中国对日本出口 ECJ具有长期负效应，说明中国向韩国出口增加会抑制中国对日本贸易的发展；中国从韩国进口 ICK对于中国从日本进口 ICJ具有长期负效应，对中国向日本出口 ECJ具有长期负效应，即说明中国从韩国进口增加将会抑制中国向日本贸易发展，提升韩国在中国对外贸易的相对地位。三、结论通过上述 ADF 单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验，可以得到以下结论：第一，采用 Trace 特征值迹检验和 Max-Eig 最大特征值检验，结果说明中日贸易进出口和中韩贸易进出口存在一个协整关系，即中日贸易进出口和中韩贸易进出口相互之间存在一定的影响。第二，采用短期格兰杰因果检验，结果表明不满足“中国从韩国的进口贸易是中国从日本的进口贸易的格兰杰原因且效应为负，或者中国从韩国的出口贸易是中国从日本的出口贸易的格兰杰原因且效应为负。”因此短期内，不能实现通过发展中韩贸易来制衡中日贸易的战略。第三，采用长期格兰杰因果检验，结果说明中国向韩国出口增加会抑制中国与日本进出口贸易的发展；韩国在中国的进口贸易对于日本在中国的进口贸易具有长期负效应，对日本在中国的出口贸易具有长期负效应，即说明中国从韩国进口增加将会抑制中国与日本贸易的发展，提升韩国在中国对外贸易的相对地位。参考文献：1徐梅.中日经贸关系的新动向及发展趋势J.日本问题研究，2018(3):36-43.2陈小静.2007-2016 年 10 年间中日贸易对比分析J.中国管理信息化，2018(8):120-121.3史耀波.中韩经济关系分析与未来合作思考J.经济论坛，2019(3):79-85.4蔡宏波，成莉娜，许焜炜.非经济因素对中韩经贸关系的影响J.国际经济合作，2018(6):25-29.5崔文娟.经济全球化背景下合作共赢的中韩经济关系浅析J.知识经济，2018(7):6-7.6杨雨晴.浅析中韩贸易对中国经济的影响J.中国国际财经：中英文，2018(1):287.7秦兵.中日经贸合作回顾与展望J.东北亚经济研究，2018(5):31-43.8曲建忠，任希丽.中韩双边贸易利益分配及影响因素分析基于全球价值链的视角J.技术经济与管理研究，2019(5):112-1.责任编辑：方晓37