影響我國進出口總額因素的實證分析

(鄭州大學商學院 河南 鄭州 450000)

一、緒論

(一)研究背景、對象及意義

進入21世紀以來，經(jīng)濟全球化加速明顯，新興經(jīng)濟體對世界經(jīng)濟增長的貢獻率逐漸增長。與此同時，中國在改革開放40年來在經(jīng)濟方面取得的成就備受世界矚目，對外開放程度不斷擴大，進出口貿(mào)易總額不斷增長，對外貿(mào)易依存度，即進出口總額與GDP之比，自1978年至2017年，在這不平凡的四十年來對外開放度已從9.89%上升到33.6%，提高了20多個百分點，對外開放政策取得了重大成果。

本文的研究對象為1998年到2017年進出口貿(mào)易總額，這二十年來，是我國經(jīng)濟增長的加速期，進出口貿(mào)易總額從26849.7億元增長到277923億元，年均增長率超過12.4%；進口總額從11626.10億元增長到124602.42億元，年均增長率超過12.5%；出口總額從15223.60億元增長到153320.58億元，年均增長率超過12.2%；進出口貿(mào)易順差從5397.40億元增長到33452.12億元，年均增長率超過10%。

改革開放40年來，中國已經(jīng)躍居為世界第二大經(jīng)濟體，在黨的十九大報告中習近平總書記明確指出貫徹新發(fā)展理念，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系就要推動全面開放的新格局。中國開放的大門不會關(guān)閉，只會越開越大。因此，研究中國這20年來進出口貿(mào)易的發(fā)展狀況，分析影響對外貿(mào)易的重要因素以及預測對外貿(mào)易未來的發(fā)展趨勢等問題，對促進進出口貿(mào)易發(fā)展，調(diào)整貿(mào)易政策，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，創(chuàng)新對外投資方式，促進“一帶一路”建設(shè)的發(fā)展，形成面向全球的貿(mào)易、投融資、生產(chǎn)、服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，加快培育國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢具有重要意義。

(二)研究思路

本文主要有以下內(nèi)容：首先，對所使用的數(shù)據(jù)進行簡要的說明；其次，構(gòu)建多元線性回歸模型，利用Eviews軟件，以每年為一個整體，對1998年至2017年的數(shù)據(jù)(包括：被解釋變量(Y)：進出口總額(億元)；解釋變量(X)：人民幣對美元匯率(1美元=100元)、貨幣(M1)供應(yīng)量(億元)、外匯儲備規(guī)模(億美元)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額(億元)、外商投資企業(yè)(企業(yè)數(shù))、外商投資企業(yè)投資總額(億元))進行多元線性回歸，檢驗顯著性水平，對該模型多重共線性、異方差性、自相關(guān)性檢驗、處理和分析；最后，對得到的結(jié)果進行歸納、總結(jié)，探討背后的原因，以及提出一些切實可行的政策建議。

(三)文獻綜述

在經(jīng)濟全球化程度不斷加深的經(jīng)濟背景下，任何一個國家都不可避免地要與他國進行貿(mào)易活動，因此研究影響一國進出口貿(mào)易總額地因素便十分具有現(xiàn)實意義。從目前學者研究可以分析發(fā)現(xiàn)，目前進出口貿(mào)易研究大多選取變量較為單一和大眾，各影響因素大多為經(jīng)濟性變量因素，且數(shù)據(jù)規(guī)模和年限偏短少，分析不夠系統(tǒng)和深入，難免存在誤差。本文基于目前學者研究的不足之處對我國進出口貿(mào)易影響因素進行了進一步的優(yōu)化模型和嚴謹變量選取、細致化數(shù)據(jù)收集工作，最終得出了較好實證分析結(jié)果。

二、正文

(一)研究目的

本文希望通過研究進出口總額的影響因素，從而尋求提升中國對外貿(mào)易的方法和具體措施，從而實現(xiàn)我國從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變。

(二)變量選取

本文選取了1998到2017年的不同經(jīng)濟指標，包括人民幣對美元匯率，M1供應(yīng)量，外匯儲備規(guī)模，國內(nèi)生產(chǎn)總值，全社會固定資產(chǎn)投資完成額，外商投資企業(yè)數(shù)和投資總額。

(三)數(shù)據(jù)信息

為了保證回歸模型的準確性，我們首先在不影響經(jīng)濟意義的前提下，對整理所得的所有絕對值數(shù)據(jù)做取對數(shù)處理，展示如下：

年份進出口總額(人民幣)(億元)人民幣對美元匯率(美元=100)(元)貨幣(M1)供應(yīng)量(億元)外匯儲備規(guī)模(億美元)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)全社會固定資產(chǎn)投資完成額外商投資企業(yè):企業(yè)數(shù)外商投資企業(yè):投資總額1998年12.535099386.51497932213.2063184210.3545313213.6257071213.3711565713.1981107211.141752211999年12.402405836.49862847513.0951098310.3124465513.5192390313.3154033913.1326126710.844277322000年12.411064166.43428966412.9016005910.4134213813.4430721613.2392568313.0839946210.72305152001年12.484619766.4204508512.7601198410.5565983713.3754136313.1461202413.0405001810.544743632002年12.46136936.42862210212.7287014910.5509349813.2967273613.0087334113.0079890310.468121592003年12.405579856.44770198112.6400093310.4077685113.2000045612.8338669512.9959131410.392388992004年12.373288816.47061372812.5771108910.3675825113.100732312.6491068813.0091655610.306658032005年12.214646536.51759741512.4935854810.2567248912.9312762312.435928713.0063777310.20578642006年11.922701676.52664126212.3079331410.0854557112.7630604112.3220709812.9813710810.12661512007年12.100275766.54320656112.021050229.87613177212.6745610612.0600544712.9829564710.053686152008年12.024932596.63384461111.93531399.63446300812.5070372411.8300976512.564557959.9564542212009年11.856330766.681080511.744260189.27457634712.2988272911.6082192812.524028079.7454292482010年11.669260616.70829163311.583186339.01051287612.1405677911.3938445912.468436919.5915080062011年11.467290876.71862660611.47178788.71593256911.9943647111.1630473712.397865879.481268632012年11.163133926.7186507711.339982998.3021442911.8308117610.9253375812.329939369.3213010772013年10.846969246.7186507711.168768987.95999896911.7094572410.6805139212.245562559.1920674342014年10.64978686.7186507710.999957557.65994936711.6160513910.5244268812.217536689.0768215512015年10.578297636.71881989910.88082077.41200331811.5157225510.4017657912.221985369.0175768882016年10.305490016.71880781910.732851277.34391123411.4138164810.3040975612.266396058.9600452812017年10.198009936.71890445310.570129047.27903603711.3527038910.2543627112.336254068.954452788

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、銳思數(shù)據(jù)庫

(四)回歸分析

1.平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗方法，我們首先要回答八個時間序列是否為非平穩(wěn)序列，即考察其單整階數(shù)。以對進出口總額進行的單位根檢驗，我們選擇帶截距項和趨勢項，依次進行零階、一階、二階差分，通過得到的t檢驗統(tǒng)計量和單位根檢驗的Mackinnon臨界值進行檢驗，三次差分結(jié)果可以看到，只有在二階差分時，t統(tǒng)計量小于在1%、5%、10%顯著性水平下的單位根檢驗的臨界值，所以Y∽I(2)。采用同樣的方法，依次對其余七個變量進行檢驗。在檢驗過程中，我們發(fā)現(xiàn)，其余變量皆是二階單整序列。

下面我們對各變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗。為了進行協(xié)整關(guān)系檢驗，我們先做出幾個變量的回歸，之后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。

之后，我們對殘差序列進行檢驗，選擇無截距項、無趨勢項的ADF檢驗。

可以得知，t統(tǒng)計量小于相應(yīng)的臨界值，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。說明變量Y與X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7之間存在協(xié)整關(guān)系，表明這些變量之間有長期均衡關(guān)系。

2.模型建立

利用Eviews建立多元回歸模型，選取進出口總額作為被解釋變量，人民幣對美元匯率(X1)，M1供應(yīng)量(X2)，外匯儲備規(guī)模(X3)，國內(nèi)生產(chǎn)總值(X4)，全社會固定資產(chǎn)投資完成額(X5)，外商投資企業(yè)數(shù)(X6)和外商企業(yè)投資總額(X7)作為解釋變量，構(gòu)建如下模型：

lnY=c+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+β7lnX7+ui

其中c是常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7是各影響因素的彈性系數(shù)，Ui是隨機誤差項，代表影響進出口貿(mào)易總額的其他因素。

下面對各回歸系數(shù)進行t檢驗，當α=0.05時，查表得t(13)=2.160。X6，X7，X8三個數(shù)據(jù)的t值低于2.160，未能通過t檢驗。而且，X2、X5、X6、X7的符號與預期相反，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。

3.多重共線性

首先，我們計算各個解釋變量之間相關(guān)系數(shù)，得到如下結(jié)果

從該表中可以看到，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在一定的多重共線性。

4.異方差性

為檢驗異方差性，我們采用white檢驗，利用Eviews得到如下結(jié)果

由結(jié)果可知，nR2=14.28596。在顯著水平α=0.05的條件下，查χ2分布表，得到χ2(8)=15.5073，nR^2 <χ2(8)，所以接受原假設(shè)，認為模型中隨機誤差不存在存在異方差。

5.自相關(guān)

為檢驗模型中是否存在自相關(guān)，我們首先利用DW檢驗：根據(jù)上文中的回歸結(jié)果我們已經(jīng)知道DW=1.658546，對樣本量為20、3個解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL、dU值分別為0.998和1.676。我們發(fā)現(xiàn)DW值落入了不能確定的區(qū)域，因此接下來繼續(xù)進行LM檢驗。利用Eviews軟件，選取滯后階數(shù)為1，得到結(jié)果如下：

LM值求得為0.3045，小于95%置信水平下相應(yīng)自由度的卡方分布數(shù)值，因此我們判斷，該模型不中不存在自相關(guān)。

6.最終模型

根據(jù)以上結(jié)果，我們得到最終的多元線性回歸模型如下：

三、結(jié)果分析

根據(jù)上文的實證檢驗，最終得到的多元線性回歸模型中包含了“人民幣對美元匯率”、“外匯儲備規(guī)?！焙汀皣鴥?nèi)生產(chǎn)總值”三個解釋變量，且三者的系數(shù)都為正數(shù)，下面該結(jié)果進行定性分析。

(一)“人民幣對美元匯率”解釋變量的分析

一般而言，匯率的變動對一國進出口的影響是確定和顯著的——當一國貨幣幣值降低時，利于出口而不利于進口；反之，則利于進口而不利于出口。本文在實證檢驗中的匯率自變量采用的是人民幣對美元的直接標價法下的匯率，因此匯率上升意味著人民幣貶值。理論上講，這將增加我國進出口額——這一推測與在上文中得到的系數(shù)符號方向相一致。

(二)“外匯儲備規(guī)?！苯忉屪兞康姆治?/h3>

在之前關(guān)于外匯儲備規(guī)模與進出口總額之間關(guān)系的研究中，進出口總額常常被設(shè)定為解釋變量，而外匯儲備規(guī)模則是被作為被解釋變量。這很容易理解，一國進出口額的增加必定會帶來更多的外匯收入以及更大規(guī)模的外匯儲備。但在本文的實證分析中，發(fā)現(xiàn)外匯儲備規(guī)模亦可以反過來對進出口總額產(chǎn)生影響，這種影響的來源可以有以下幾種：首先，一國外匯儲備規(guī)模較大時，該國中央銀行在干預匯率等經(jīng)濟變量時的能力往往更強，可以更加行之有效地保障本國進出口貿(mào)易的健康發(fā)展；其次，外匯儲備規(guī)模對進出口額的影響背后隱藏的是我國FDI的增長促進了進出口貿(mào)易；最后，充足的外匯儲備以及外匯儲備的有效利用可以對一國經(jīng)濟狀況產(chǎn)生正面的影響，亦可以帶動一國進出口貿(mào)易額的增加。

(三)“國內(nèi)生產(chǎn)總值”解釋變量的分析

GDP作為衡量一國經(jīng)濟狀況的一個最基本的指標，必然與其他的各經(jīng)濟變量之間存在著千絲萬縷的關(guān)系。我國是一個龐大的經(jīng)濟體，國民生產(chǎn)總值穩(wěn)居世界前列，我們很難想象我國GDP的增長不會對我國進出口總額產(chǎn)生任何影響。伴隨著一國經(jīng)濟的發(fā)展，本國GDP增加，進出口總額增長，這一切都表現(xiàn)地十分理所當然。

四、政策建議

(一)穩(wěn)定人民幣匯率，繼續(xù)完善人民幣有管理的浮動匯率制度

匯率對一國進出口貿(mào)易發(fā)展的重要程度不言而喻，要促進我國對外貿(mào)易的健康有序發(fā)展，就要把控好匯率這一重要關(guān)卡，不斷完善人民幣匯率制度，保持匯率穩(wěn)定。

(二)有效利用外匯儲備，使我國外匯儲備的規(guī)模、結(jié)構(gòu)保持合理狀態(tài)

我國有著高達3萬億美元的外匯儲備，龐大的外匯儲備規(guī)模保證了國家干預市場的能力，形成了外匯市場、對外貿(mào)易市場的堅強后盾。對外匯儲備進行有效地利用，使其規(guī)模和結(jié)構(gòu)都達到一個良好的水平是促進我國進出口貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵。

(三)主動適應(yīng)、把握、引領(lǐng)我國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)

現(xiàn)如今，我國正面對著經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài):經(jīng)濟增速由高速轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚?、?jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級而不再是粗放型發(fā)展、經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)發(fā)展及創(chuàng)新驅(qū)動。基于“我國經(jīng)濟進入新常態(tài)”的重大戰(zhàn)略判斷，我國要積極調(diào)整發(fā)展方針，為此，不僅要立足高處、統(tǒng)籌全局，更要關(guān)注細節(jié)，逐個攻破各種障礙。