中國商品進口額影響因素實證分析

黃詩琦

摘 要：對外貿(mào)易是國民經(jīng)濟的重要組成部分，是國民經(jīng)濟整體中不可或缺的關(guān)鍵所在。該文立足于計量經(jīng)濟學(xué)知識與框架體系，首先對影響商品進口額的因素進行分析，然后通過建立計量經(jīng)濟學(xué)模型、借助計量軟件Eviews對相關(guān)數(shù)據(jù)進行數(shù)值分析，通過對相關(guān)參數(shù)的分析以及對相關(guān)模型的改進，進而確定最終理想的商品進口額影響因素模型，最后針對得出的商品進口額模型進行應(yīng)用拓展延伸并提出可行的建議。

關(guān)鍵詞：商品進口額;影響因素;計量分析;Eviews

進口貿(mào)易與出口貿(mào)易相輔相成，而出口依存度代表其參與全球化分工的程度，研究我國進口貿(mào)易的影響因素，對中國經(jīng)濟的建設(shè)和居民生活水平的提高具有重要的意義。我國于2001年加入世界貿(mào)易組織，2008年全球經(jīng)濟危機，2011年國家頒布一系列促進企業(yè)進口的戰(zhàn)略，秉著“穩(wěn)定外需，擴大內(nèi)需”的規(guī)劃方針擴大商品進口，而本文的年度數(shù)據(jù)跨越了此三個區(qū)間，為進口貿(mào)易的分析提供了更有利的依據(jù)和理論支持。

一、進口貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素

1.進口貿(mào)易現(xiàn)狀

（1）我國進口貿(mào)易現(xiàn)狀

當(dāng)今，我國是全球第一大貿(mào)易國，第二大進口國，是世界上進口規(guī)模高于萬億美元的三個國家之一?？傮w上來說，中國的進口規(guī)模不斷增加。

我國進口交易近況主要體現(xiàn)在如下三個方面：其一，進口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中機械商品占比大，高達(dá)35%以上，礦物燃料也占據(jù)很大比重，且國內(nèi)進口來源以外商投資為主。其二，進口貿(mào)易規(guī)模不斷增加，整體狀態(tài)發(fā)展良好。其三，我國對外貿(mào)易仍存在地理分布不平衡的問題，需要做到更好的市場多元化。

（2）我國進口貿(mào)易發(fā)展趨勢

2017年來，經(jīng)濟回暖是全球趨勢，國內(nèi)經(jīng)濟也在國際市場良好的整體環(huán)境下呈現(xiàn)出穩(wěn)中有進的趨勢。有關(guān)部門陸續(xù)采取有益于外貿(mào)發(fā)展的措施，達(dá)成進出口快速發(fā)展的目標(biāo)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，穩(wěn)定現(xiàn)在進口貿(mào)易的良好勢態(tài)，讓中國從貿(mào)易大國逐步成為貿(mào)易強國。

2.進口貿(mào)易影響因素

（1）出口總額：出口規(guī)模不僅可以促進國內(nèi)的消費和投資水平，還可以調(diào)動市場上中間產(chǎn)品的需求，這兩方面可以增添進口貿(mào)易的活力。于是，出口額是影響進口額的因素。

（2）國內(nèi)生產(chǎn)總值：GDP代表國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展水平，是我國消費水平和投資需求的直接體現(xiàn)，當(dāng)我國供應(yīng)能力高于GDP對應(yīng)的消費需求時，可以通過進口進行改善。同時，進口貿(mào)易本身也可以帶動經(jīng)濟的發(fā)展。因此，進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系密切，國內(nèi)生產(chǎn)總值是影響進口額的因素。

（3）居民消費價格指數(shù)：CPI是居民家庭購買消費品和服務(wù)價格水平變動情況的反應(yīng)指標(biāo)，其變化影響著居民對于國內(nèi)外產(chǎn)品購買的傾向性，從而影響進口規(guī)模的變化。于是，CPI是進口額的影響因素。

（4）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是家庭現(xiàn)金收入中可以任意使用的部分，居民在海外消費可支配收入也包括在進口規(guī)模中。于是，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入在一定程度上影響著進口規(guī)模。

（5）人民幣對美元匯率：匯率的上升和下降影響著進口商品價格的變化，進而影響國內(nèi)對進口商品的購買力，最終對進口額產(chǎn)生影響。

二、計量分析

1.變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文采用1991年-2016年的年度數(shù)據(jù)，以下變量的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局，具體如下：

被解釋變量：

> Y 進口總額（百萬美元）

解釋變量：

> X1 出口總額（百萬美元）

> X2 國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）

> X3 居民消費價格指數(shù) （上年=100）

> X4 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）

> X5 人民幣對美元匯率（美元=1）（元）

2.模型的建立

（1）趨勢圖、相關(guān)圖分析

利用Eviews軟件對解釋變量以及被解釋變量進行趨勢圖分析和相關(guān)圖分析，可知被解釋變量與解釋變量之間的趨勢變化較為明顯且進口總額Y與出口總額X1、國內(nèi)生產(chǎn)總值X2、城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入X4呈現(xiàn)出正的高度線性相關(guān)程度;進口總額Y與人民幣對美元匯率X5呈現(xiàn)出負(fù)的高度線性相關(guān)程度;進口總額Y與居民消費價格指數(shù)X3呈現(xiàn)出一定的相關(guān)性。

（2）多元回歸方程估計

本文分別建立線性回歸方程、非線性回歸方程，并對其進行比較，發(fā)現(xiàn)線性回歸方程最優(yōu)。該模型有很高的擬合優(yōu)度，符合經(jīng)濟意義的檢驗及統(tǒng)計推斷的檢驗。具體結(jié)果如下：

3.模型的計量檢驗

（1）多重共線性檢驗與修正

①多重共線性檢驗

對解釋變量進行相關(guān)系數(shù)檢驗得到系數(shù)大部分均大于 0.8，表明模型存在嚴(yán)重的多重共線性;為確保分析的嚴(yán)謹(jǐn)性，建立輔助回歸模型來進一步檢驗。具體操作體現(xiàn)在修正過程中。

②修正多重共線性

本文通過逐步回歸法對多重共線性進行修正。首先，運用OLS方法對Y與每個解釋變量做最小二乘回歸，得到Y(jié)對X1最小二乘回歸最優(yōu)，再順次引入其他變量估計多元回歸模型，進行經(jīng)濟意義、擬合優(yōu)度、模型顯著性等方面的檢驗篩選。

經(jīng)過反復(fù)的引入-檢驗-剔除，最終確定理想模型為Y=f（x1，x3），由于剔除了變量X2、X4、X5，模型多重共線性現(xiàn)象明顯好轉(zhuǎn);解釋變量的系數(shù)符號和取值大小均符合經(jīng)濟意義;模型擬合優(yōu)度上升，各變量t檢驗值上升。模型估計結(jié)果說明，進口總額Y主要取決于出口總額X1，居民消費價格指數(shù)X3。在其他解釋變量不變的情況下，出口總額每增長1億美元，被解釋變量進口總額Y平均將增長0.82478億美元;解釋變量居民消費價格指數(shù)每上升1，被解釋變量進口總額Y平均將增加691.659204082億元。

（2）自相關(guān)檢驗與修正

①自相關(guān)性檢驗

本文利用Eviews軟件對模型進行偏自相關(guān)系數(shù)檢驗（滯后期為20）和BG檢驗（滯后期分別為1、2、3、4）。偏自相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果顯示，滯后期的偏自相關(guān)系數(shù)PAC的直方圖不全在虛線內(nèi)，表明回歸模型可能存在高階自相關(guān)性。BG檢驗表明模型存在一階、二階自相關(guān)，可能存在三階、四階自相關(guān)，OLS估計模型中的t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結(jié)論不可信，需應(yīng)用廣義差分法修正模型。

②自相關(guān)性修正

本文通過廣義差分法模型解決自相關(guān)問題。第一步，根據(jù)上述檢驗，模型存在一階、二階自相關(guān)，則對估計回歸模型進行一階二階的DW檢驗，輸出結(jié)果顯示AR（1）=1.1159，AR（2）=-0.9503，且回歸系數(shù)的t檢驗顯著，說明模型存在一階、二階自相關(guān);調(diào)整后模型DW為2.322，而dU=1

檢驗結(jié)果顯示，廣義差分法估計的回歸模型很好地消除了自相關(guān)性，并且修正后的模型符合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗原理，可得到理想模型：

Yi=-32833.96+0.8428*X1+405.696*X3+[AR（1）=1.1159]+[AR（2）=-0.9503]

邊際分析：模型表明出口總額X1每增加一百萬美元，進口總額增加0.8428百萬美元，居民消費價格指數(shù)X3每上升1，進口總額增加405.696百萬美元。

（3）異方差檢驗與修正

①異方差檢驗

通過圖示法對變量X1、X3進行相關(guān)圖分析和殘差分析可初步判斷模型存在遞增型異方差。利用Eviews軟件對模型進行懷特檢驗和帕克檢驗，結(jié)果均顯示模型存在異方差性。

②異方差修正

本文通過加權(quán)最小二乘法對估計回歸模型的異方差進行修正。首先，對多元回歸模型，分別取權(quán)數(shù)變量W1=1/abs（RESID）、W2=1/RESID^2，再運用White檢驗對加權(quán)最小二乘法估計回歸模型進行異方差檢驗。

結(jié)果顯示，上述二個加權(quán)最小二乘法估計的回歸模型中，W1和W2的nR2統(tǒng)計量的伴隨概率大于顯著性水平α=0.05，接受原假設(shè)，即修正后的回歸模型不存在異方差。但模型2的R2更接近于1，故最終選定模型2為理想模型，即：

Y=-88871.98774+0.8298123099*X1+983.8930165*X3（W2=1 /RESID^2）

這說明，當(dāng)出口總額X1每增加1百萬美元，進口總額增加0.8298百萬美元;居民消費價格指數(shù)每增加1，進口總額增加 983.8930165百萬美元。

比較模型2與OLS的估計結(jié)果，模型2系數(shù)的估計誤差更為合理，解釋變量X3的t檢驗值也由0.251上升到4.2817，由不顯著變成顯著的，是更優(yōu)的模型。

三、結(jié)論與建議

通過經(jīng)濟學(xué)、計量經(jīng)濟學(xué)知識選擇相關(guān)變量和分析方法，對影響中國商品進口額影響因素進行實證分析，并對模型進行檢驗與修正，得到較為滿意的模型。根據(jù)最終模型的結(jié)果可知，我國商品進口總額與出口總額、居民消費價格指數(shù)密切相關(guān)。由研究模型知，在目前的經(jīng)濟環(huán)境下，增加我國的出口總額、提升居民消費價格指數(shù)是增加我國商品進口總額的重要途徑。

綜合考量我國當(dāng)前的金融情況、貿(mào)易現(xiàn)狀和本文的分析結(jié)果，得到如下建議：

第一，加速供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，形成健康的進出口規(guī)模結(jié)構(gòu)。在保證本國企業(yè)活力，經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展的同時，推進國際間貿(mào)易，平衡國際收支。

第二，重點實體經(jīng)濟的發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型的升級。政府應(yīng)采取相應(yīng)措施支持實體經(jīng)濟發(fā)展，保持經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)健，由投資推動向消費、投資、出口“三駕馬車”協(xié)同推動帶動改變，促進經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

第三，政府部門不斷完善收入制度體系，合理提高城鄉(xiāng)居民收入水平，提高居民整體收入水平。

參考文獻：

[1]李浩.我國商品進口額影響因素的實證分析.上海工程技術(shù)大學(xué)學(xué)報，2016年12月.

[2]韓德光.中國對外貿(mào)易中影響進口額的因素分析.東北輕合金有限責(zé)任公司.2016年.

[3]中國進出口額影響因素分析.寧波理工學(xué)院.