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摘 要：通过分析比较中俄两国国民生产总值、俄罗斯贸易开放度、中俄两国人均国民总收入差值、俄罗斯人口、俄罗斯进口总额等因素对中俄机电贸易的影响情况，探究各因素之间的关系和作用，运用多元回归分析方法，对结果进行相关性检验和平稳性检验。研究得出中国国民生产总值和俄罗斯对外贸易开放程度系数均为正数，说明中国国民生产总值与俄罗斯对外贸易开放度均对机电贸易产生促进作用。
关键词：机电贸易;回归分析;国民生产总值;对外贸易开放度;国民总收入
中图分类号：F742 文献标识码：A
DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.10.13
自1999年以来，中俄贸易呈现较好的增长态势，大部分年份的增长率都高达30%以上。中俄十多年贸易呈现出总量起点低，早期年度波动大但趋势平缓，2000年以后呈加速增长的两阶段特征[1]。2007年起，中俄贸易额呈 M 型的波动趋势。总体上，中俄贸易总额除 2009 与 2015 年出现了约1/3的下降外，整体保持了8. 25%的年平均增长。贸易收支方面，除2009、2011年中方对俄方贸易出现逆差，以及2012年双方贸易收支基本持平外，中国在样本期内保持年均78亿美元的对俄贸易顺差[2]。
当前，我国与俄罗斯之间的机电贸易保持高速稳定发展态势。从商品类别看，我国对俄罗斯出口的机电产品主要有以下几大类：通信设备及零件、自动数据处理设备及其零附件、汽车及其关键零附件、电工器材、日用机械和家用电器等;我国从俄罗斯进口机电产品的主要类别有：核反应堆及零件、航空航天器及零件、仪器仪表、电工器材、电子元器件和农业机械及其零附件等[3]。
1 变量与数据
1.1 变量选择
经过实际情况分析比较，最终选择以下几类数据作为变量进行研究：
2.2 数据来源
本文选取中国与俄罗斯贸易往来相关数据进行分析研究，时间跨度为1999-2018年，总计包括20年数据。其中中俄两国GDP、中俄人均GNI、俄罗斯人口数据来自World Bank Database;俄罗斯对外出口总额、中国对俄机电出口总额数据来自UN- COMTRADE数据库;贸易开放度以及GNI绝对差值由相关数据整理得出，数据分析软件为Eviews 10。
2.3 数据收集
总体上，中俄贸易总额除 2009 与 2015 年出现了约1/3的下降外，整体保持了8. 25%的年平均增长。贸易收支方面，除2009、2011年中方对俄方贸易出现逆差，以及2012年双方贸易收支基本持平外，中国在样本期内保持年均78亿美元的对俄贸易顺差[3]。表2为中国与俄罗斯贸易往来收集的相关数据，时间跨度为1999-2018年。
3 模型构建
3.1 对参数做OLS估计
（1）运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。输出结果可得F=173.43>F0.05（6，20）=2.51（显著性水平a=0.05），表明模型从整体上看钢材供应量与解释变量之间线性关系显著。
（2）计算解释变量之间的简单相关系数，结果如表3所示。
由表3可以看出，解释变量之间存在高度线性相关性。表明模型确实存在严重的多重共线性。
3.2 逐步回归
（1）每个变量对Y的一元回归结果如表4所示：
（2）根据实际分析比较，首先选取线性关系最强、拟合度最好、实际经济意义最重要的中国GDP（CGDP）作为主要解释变量带入，得到结果：
保留结果，随后进行其他解释变量的回归分析，结果显示其余变量均不显著，因此上述结果即为逐步回归后的最优模型。
3.3 异方差与自相关检验
（1）White检验。
将模型进行White检验后结果可得P值：0.2432>0.05，因此可得该回归模型中不存在异方差。
（2）自相关检验。
根据回归模型最后结果可以得出：
DW=1.63，T=20，k=3，给定α=0.05，得DW检验临界值dL=1.00，dU=1.68，dL<DW<dU，因此该模型不存在自相关。
综上所述，该模型不存在异方差与自相关，不需要消除异方差和自相关。
3.4 平稳性检验
通过对机电出口额序列（y）和机电出口额差分序列D（y）的相关图、偏相关图分析判断其平稳性以及识别模型形式。Eviews得出的机电出口额序列（y）的相关和偏相关图中有一个单位根，P值大于0.05，因此机电出口额（y）是一个非平稳序列。
Eviews得出的机电出口额差分序列D（y）的相关图可以看出衰减较快，偏相关图中没有单位根，P值小于0.05，因此机电出口额差分序列D（y）是一个平稳序列，此模型不存在AR、MA、ARMA或ARIMA过程，不需要建立时间序列消除自相关，模型的随机误差序列也达到了非自相关的要求，可以把上述模型作为最终估计结果。
4 结果分析
根据最后模型可得出以下结论：
（1）中国GDP（CGDP）系数为正，说明中国GDP的增长对中俄机电贸易起促进作用。中国GDP的增长一定程度上说明中国机电产品的产出增加，有利于对外出口，能够促进中国对俄罗斯的机电产品出口。
（2）俄罗斯对外贸易开放度（DE）系数为正，说明俄罗斯对外贸易开放程度对中俄机电贸易起促进作用。俄罗斯对外贸易开放程度越高，说明俄罗斯进出口额占GDP比重增加，俄罗斯对外贸易需求增加，贸易往来增加，增加中国对俄罗斯机电产品的出口。
（3）中俄人均GNI绝对差值（GNI）系数为负，说明其值的减少对中俄机电贸易起促进作用。中俄人均GNI绝对差值越小，说明中俄两国居民人均收入水平越接近，两国居民的消费水平也越接近，两国的商品需求也越接近，商品的流通和销售会更加容易，有利于中国机电产品在俄罗斯的销售。
5 相关政策建议
首先，中国应积极推进 “一带一路”建设，促进过剩产能的跨境转移，加快我国国内要素资源配置的效率提升。通过培育具有竞争力的自主品牌和高新技术产业继续贯彻落实创新驱动发展这一战略目标，不但要减少出口产品中工业制成品的比重，还要不断提升深加工与高附加值产品在我国对外贸易产品中的比重，进而促使中俄双边贸易规模进一步扩大。中俄两国虽然接壤，但接壤地处俄罗斯远东地区，地处边缘，人口较少，生产技术和基础设施方面都相对落后。因此，制度层面上，中俄可以加强“一带一路”和欧亚经济联盟的对话，加强中蒙俄经济走廊建设，推动制度、人员和设施的互联互通[4]。
其次，重视中俄双边贸易服务体系的构建。在信息服务方面，设立专业信息服务平台，对贸易对象国在经济动向、市场需求、政策法规等方面的信息进行收集、整理和及时反馈[5]。金融服务层面，加大对企业出口贸易的融资、担保力度，简化业务流程，提高企业出口贸易融资效率。
参考文献
刘业欣，李丽.对中俄双边货物贸易潜力的分析与思考[J].金融与经济，2018（07）：93-96.
郝宇彪.中俄贸易合作水平的影响因素分析——基于贸易引力模型[J].经济社会体制比较，2013（05）：175-182.
潘洪洋.中俄贸易商品结构及其影响因素[D].济南：山东财经大学，2014.
刘彦君.“一带一路”战略下中俄区域经济合作研究[D].大連：东北财经大学，2016.
多元回归模型[EB/OL].百度文库，https：//wenku.baidu.com/view/354edbc74028915f804dc27f.html
北京工商大学 潘越
关键词：机电贸易;回归分析;国民生产总值;对外贸易开放度;国民总收入
中图分类号：F742 文献标识码：A
DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.10.13
自1999年以来，中俄贸易呈现较好的增长态势，大部分年份的增长率都高达30%以上。中俄十多年贸易呈现出总量起点低，早期年度波动大但趋势平缓，2000年以后呈加速增长的两阶段特征[1]。2007年起，中俄贸易额呈 M 型的波动趋势。总体上，中俄贸易总额除 2009 与 2015 年出现了约1/3的下降外，整体保持了8. 25%的年平均增长。贸易收支方面，除2009、2011年中方对俄方贸易出现逆差，以及2012年双方贸易收支基本持平外，中国在样本期内保持年均78亿美元的对俄贸易顺差[2]。
当前，我国与俄罗斯之间的机电贸易保持高速稳定发展态势。从商品类别看，我国对俄罗斯出口的机电产品主要有以下几大类：通信设备及零件、自动数据处理设备及其零附件、汽车及其关键零附件、电工器材、日用机械和家用电器等;我国从俄罗斯进口机电产品的主要类别有：核反应堆及零件、航空航天器及零件、仪器仪表、电工器材、电子元器件和农业机械及其零附件等[3]。
1 变量与数据
1.1 变量选择
经过实际情况分析比较，最终选择以下几类数据作为变量进行研究：
2.2 数据来源
本文选取中国与俄罗斯贸易往来相关数据进行分析研究，时间跨度为1999-2018年，总计包括20年数据。其中中俄两国GDP、中俄人均GNI、俄罗斯人口数据来自World Bank Database;俄罗斯对外出口总额、中国对俄机电出口总额数据来自UN- COMTRADE数据库;贸易开放度以及GNI绝对差值由相关数据整理得出，数据分析软件为Eviews 10。
2.3 数据收集
总体上，中俄贸易总额除 2009 与 2015 年出现了约1/3的下降外，整体保持了8. 25%的年平均增长。贸易收支方面，除2009、2011年中方对俄方贸易出现逆差，以及2012年双方贸易收支基本持平外，中国在样本期内保持年均78亿美元的对俄贸易顺差[3]。表2为中国与俄罗斯贸易往来收集的相关数据，时间跨度为1999-2018年。
3 模型构建
3.1 对参数做OLS估计
（1）运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。输出结果可得F=173.43>F0.05（6，20）=2.51（显著性水平a=0.05），表明模型从整体上看钢材供应量与解释变量之间线性关系显著。
（2）计算解释变量之间的简单相关系数，结果如表3所示。
由表3可以看出，解释变量之间存在高度线性相关性。表明模型确实存在严重的多重共线性。
3.2 逐步回归
（1）每个变量对Y的一元回归结果如表4所示：
（2）根据实际分析比较，首先选取线性关系最强、拟合度最好、实际经济意义最重要的中国GDP（CGDP）作为主要解释变量带入，得到结果：
保留结果，随后进行其他解释变量的回归分析，结果显示其余变量均不显著，因此上述结果即为逐步回归后的最优模型。
3.3 异方差与自相关检验
（1）White检验。
将模型进行White检验后结果可得P值：0.2432>0.05，因此可得该回归模型中不存在异方差。
（2）自相关检验。
根据回归模型最后结果可以得出：
DW=1.63，T=20，k=3，给定α=0.05，得DW检验临界值dL=1.00，dU=1.68，dL<DW<dU，因此该模型不存在自相关。
综上所述，该模型不存在异方差与自相关，不需要消除异方差和自相关。
3.4 平稳性检验
通过对机电出口额序列（y）和机电出口额差分序列D（y）的相关图、偏相关图分析判断其平稳性以及识别模型形式。Eviews得出的机电出口额序列（y）的相关和偏相关图中有一个单位根，P值大于0.05，因此机电出口额（y）是一个非平稳序列。
Eviews得出的机电出口额差分序列D（y）的相关图可以看出衰减较快，偏相关图中没有单位根，P值小于0.05，因此机电出口额差分序列D（y）是一个平稳序列，此模型不存在AR、MA、ARMA或ARIMA过程，不需要建立时间序列消除自相关，模型的随机误差序列也达到了非自相关的要求，可以把上述模型作为最终估计结果。
4 结果分析
根据最后模型可得出以下结论：
（1）中国GDP（CGDP）系数为正，说明中国GDP的增长对中俄机电贸易起促进作用。中国GDP的增长一定程度上说明中国机电产品的产出增加，有利于对外出口，能够促进中国对俄罗斯的机电产品出口。
（2）俄罗斯对外贸易开放度（DE）系数为正，说明俄罗斯对外贸易开放程度对中俄机电贸易起促进作用。俄罗斯对外贸易开放程度越高，说明俄罗斯进出口额占GDP比重增加，俄罗斯对外贸易需求增加，贸易往来增加，增加中国对俄罗斯机电产品的出口。
（3）中俄人均GNI绝对差值（GNI）系数为负，说明其值的减少对中俄机电贸易起促进作用。中俄人均GNI绝对差值越小，说明中俄两国居民人均收入水平越接近，两国居民的消费水平也越接近，两国的商品需求也越接近，商品的流通和销售会更加容易，有利于中国机电产品在俄罗斯的销售。
5 相关政策建议
首先，中国应积极推进 “一带一路”建设，促进过剩产能的跨境转移，加快我国国内要素资源配置的效率提升。通过培育具有竞争力的自主品牌和高新技术产业继续贯彻落实创新驱动发展这一战略目标，不但要减少出口产品中工业制成品的比重，还要不断提升深加工与高附加值产品在我国对外贸易产品中的比重，进而促使中俄双边贸易规模进一步扩大。中俄两国虽然接壤，但接壤地处俄罗斯远东地区，地处边缘，人口较少，生产技术和基础设施方面都相对落后。因此，制度层面上，中俄可以加强“一带一路”和欧亚经济联盟的对话，加强中蒙俄经济走廊建设，推动制度、人员和设施的互联互通[4]。
其次，重视中俄双边贸易服务体系的构建。在信息服务方面，设立专业信息服务平台，对贸易对象国在经济动向、市场需求、政策法规等方面的信息进行收集、整理和及时反馈[5]。金融服务层面，加大对企业出口贸易的融资、担保力度，简化业务流程，提高企业出口贸易融资效率。
参考文献
刘业欣，李丽.对中俄双边货物贸易潜力的分析与思考[J].金融与经济，2018（07）：93-96.
郝宇彪.中俄贸易合作水平的影响因素分析——基于贸易引力模型[J].经济社会体制比较，2013（05）：175-182.
潘洪洋.中俄贸易商品结构及其影响因素[D].济南：山东财经大学，2014.
刘彦君.“一带一路”战略下中俄区域经济合作研究[D].大連：东北财经大学，2016.
多元回归模型[EB/OL].百度文库，https：//wenku.baidu.com/view/354edbc74028915f804dc27f.html
北京工商大学 潘越