Mysteel：我國(guó)鋼材消費(fèi)與對(duì)外貿(mào)易間的關(guān)系

作為工業(yè)基礎(chǔ)原材料產(chǎn)業(yè)，長(zhǎng)期以來鋼鐵業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著巨大的貢獻(xiàn)，近十多年里我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)主要是由固定資產(chǎn)投資和進(jìn)出口貿(mào)易的快速增長(zhǎng)共同拉動(dòng)的，其中固定資產(chǎn)投資與鋼材消費(fèi)之間的關(guān)系已被廣泛研究，而外貿(mào)發(fā)展與鋼材消費(fèi)之間的聯(lián)系尚不明朗，本文將從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行探索分析。
    從1995年以來國(guó)內(nèi)粗鋼表觀消費(fèi)量與我國(guó)進(jìn)出口總值的對(duì)比圖來看，二者走勢(shì)具有較為明顯的正相關(guān)性，且國(guó)內(nèi)粗鋼表觀消費(fèi)與我國(guó)進(jìn)出口總值走勢(shì)大致都經(jīng)歷了平穩(wěn)增長(zhǎng)期、高速增長(zhǎng)期、震蕩增長(zhǎng)期三個(gè)階段。2001年以前，我國(guó)粗鋼消費(fèi)及外貿(mào)進(jìn)出口增長(zhǎng)均表現(xiàn)較為平穩(wěn)，其中粗鋼表觀消費(fèi)月度增速在7%左右，進(jìn)出口總值增速在10%左右；2001年至2008年間，受益于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，我國(guó)粗鋼消費(fèi)及進(jìn)出口總值月度同比增速均明顯加快，二者月均增速都在20%以上；但2008年之后，在金融危機(jī)的影響下，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)都受到較大沖擊，我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口波動(dòng)幅度明顯加劇，國(guó)內(nèi)粗鋼消費(fèi)也大幅震蕩，不過二者總體趨勢(shì)依然表現(xiàn)增長(zhǎng)。

圖1 1995年以來國(guó)內(nèi)粗鋼消費(fèi)量與進(jìn)出口總值對(duì)比

                  數(shù)據(jù)來源：鋼聯(lián)云終端
　　　
    由于粗鋼消費(fèi)及外貿(mào)進(jìn)出口交易都有一定的季節(jié)性，因而首先對(duì)粗鋼表觀消費(fèi)量及進(jìn)出口總值月度數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，如圖2、圖3。其中，steel_tc和trade_tc分別是經(jīng)過Census X12季節(jié)調(diào)整后消除季節(jié)變動(dòng)和不規(guī)則要素所得到的粗鋼表觀消費(fèi)量和外貿(mào)進(jìn)出口總額的趨勢(shì)循環(huán)序列，與原序列steel和trade比較二者圖形更為光滑且上行趨勢(shì)明顯。另外，從steel_sf和trade_sf序列可以看出粗鋼表觀消費(fèi)量和進(jìn)出口貿(mào)易總額的季節(jié)波動(dòng)周期都大致為一年，其中粗鋼消費(fèi)的振幅約在0.12萬(wàn)噸，貿(mào)易總額的振幅約為0.3億美元。

圖2 粗鋼表觀消費(fèi)量季節(jié)調(diào)整對(duì)比圖

                數(shù)據(jù)來源：鋼聯(lián)云終端

圖3 進(jìn)出口貿(mào)易總額季節(jié)調(diào)整對(duì)比圖

                數(shù)據(jù)來源：鋼聯(lián)云終端
　　　
    通過對(duì)季調(diào)后序列的散點(diǎn)圖進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)二者表現(xiàn)為較強(qiáng)的非線性正相關(guān)性。考慮到鋼材是工業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)原料，我們?cè)O(shè)定粗鋼表觀消費(fèi)量為自變量，進(jìn)出口貿(mào)易總值為因變量，建立貿(mào)易方程形式為：

trade=α+β*steel+ε

    首先通過OLS方法對(duì)方程的相關(guān)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，雖然結(jié)果顯示方程參數(shù)的OLS估計(jì)值都比較顯著；F統(tǒng)計(jì)量=2879.678，相應(yīng)的概率值非常小，說明方程整體上是顯著的；擬合優(yōu)度R2=0.9296，說明方程擬合效果較好。然而，這些統(tǒng)計(jì)量都是根據(jù)回歸方程的殘差所得到的，但我們通過White異方差檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)方程OLS估計(jì)所得到的殘差序列存在異方差，也就是說用OLS方法得到的統(tǒng)計(jì)量可能是不可靠的。為此，設(shè)定殘差絕對(duì)值的倒數(shù)作為權(quán)重序列，使用WLS方法重新估計(jì)方程，得到回歸結(jié)果如下：

    該表上部分顯示了方程加權(quán)***小二乘法即WLS估計(jì)結(jié)果，下部分顯示了沒有采用加權(quán)方法即OLS估計(jì)結(jié)果。可見，方程WLS參數(shù)估計(jì)的值都很顯著，且與OLS估計(jì)結(jié)果比較，其擬合優(yōu)度R2=0.9846，較OLS估計(jì)的擬合效果更好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=13952.96，方程整體的顯著性也較OLS估計(jì)更明顯。對(duì)WLS估計(jì)結(jié)果進(jìn)行含交叉項(xiàng)的White異方差檢驗(yàn)，顯示檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Obs*R-squared=6.8897，相應(yīng)的概率P=0.0755，大于顯著性水平α(α=0.05)，因此WLS估計(jì)所得的殘差序列不存在異方差。
    根據(jù)以上分析及檢驗(yàn)結(jié)果，可以得到方程WLS的估計(jì)結(jié)果為：

　　　trade=-305.8602+0.5722*steel
　　　s.e=(7.6338) (0.00393)      
　　　t=(-40.0666) (145.5962)    

    以上方程說明當(dāng)國(guó)內(nèi)粗鋼消費(fèi)量每增加1萬(wàn)噸，外貿(mào)進(jìn)出口總值將增加0.5722億美元，表明二者之間存在很強(qiáng)的正相關(guān)性。