我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響因素分析

文/孫芝蘭（上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)）

一、研究背景

隨著經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展，貿(mào)易成為各國(guó)之間經(jīng)濟(jì)溝通的主要方式。我國(guó)自加入世貿(mào)開(kāi)始，便大力發(fā)展對(duì)外貿(mào)易。從出口帶動(dòng)到現(xiàn)在擴(kuò)大進(jìn)口，中國(guó)向世界表現(xiàn)了其強(qiáng)大的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。除了出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)以外，進(jìn)口在一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中也占據(jù)重要的位置。進(jìn)口貿(mào)易助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可以減緩國(guó)內(nèi)供給不足的問(wèn)題，刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)。研究進(jìn)口貿(mào)易的影響因素對(duì)有效擴(kuò)大進(jìn)口有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)進(jìn)口的研究主要集中在進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)研究和進(jìn)口影響因素兩個(gè)方面。

在進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)研究方面，裴長(zhǎng)洪（2013）將進(jìn)口結(jié)構(gòu)在區(qū)分為貨物和服務(wù)進(jìn)口基礎(chǔ)上再次分解為266個(gè)子類(lèi)，研究進(jìn)口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化存在明確的正向關(guān)系。魏浩（2015）利用有序樣本聚類(lèi)分析的最優(yōu)分割法對(duì)國(guó)際貿(mào)易商品進(jìn)行分類(lèi)，構(gòu)建國(guó)際貿(mào)易商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的分析框架并測(cè)算了2001至2012年中國(guó)進(jìn)口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)，研究發(fā)現(xiàn)，中高技術(shù)商品一直是中國(guó)第一大進(jìn)口商品，而隨后中低技術(shù)商品所占份額大幅上升。

分析進(jìn)口影響因素時(shí)主要選擇的變量多為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易開(kāi)放度、匯率等，具體采用的變量因選用的模型而定。早期以進(jìn)口影響因素為切入點(diǎn)研究的論文多數(shù)采用的是貿(mào)易引力模型方法，例如采用貿(mào)易引力模型研究大豆的影響因素（秦悅銘，2013；郭天寶，2013；董文芳，2014）、研究中國(guó)自其他金磚國(guó)家進(jìn)口的影響因素（藍(lán)慶新，2019）以及采用貿(mào)易引力模型分析貿(mào)易便利化對(duì)進(jìn)口的影響（吳丹，2020）。近期研究中大多數(shù)對(duì)貿(mào)易引力模型進(jìn)行了改進(jìn)，主要采用時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型研究，其中張翔宇（2020）采用隨機(jī)前沿引力模型分析中國(guó)大豆進(jìn)口貿(mào)易的影響因素，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易雙方的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、大豆產(chǎn)量、中國(guó)人口、雙邊匯率等對(duì)中國(guó)大豆進(jìn)口呈正相關(guān)，而出口國(guó)人口、與中國(guó)的絕對(duì)距離、是否為內(nèi)陸國(guó)家等對(duì)中國(guó)進(jìn)口大豆呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。劉柏森（2020）研究發(fā)現(xiàn)，沿線(xiàn)國(guó)家的GDP和對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)于雙邊貿(mào)易都有顯著的正向促進(jìn)作用，而地理位置起負(fù)向作用；同時(shí)“一帶一路”倡議促進(jìn)了中國(guó)GDP對(duì)出口的影響，但是削弱了沿線(xiàn)國(guó)家GDP對(duì)中國(guó)進(jìn)口的影響。除了引力模型之外，VAR模型和主成分模型也是進(jìn)行這類(lèi)分析時(shí)可以采用的模型。劉春雨（2016）運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)進(jìn)口影響因素做出實(shí)證分析。胡文濤（2018）年采用主成分分析對(duì)選擇的10個(gè)變量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易主要受經(jīng)濟(jì)基本面因子、價(jià)格因子、收入消費(fèi)因子和投資儲(chǔ)蓄因子四大主成分影響；我國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易與價(jià)格因子呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)基本面因子、收入消費(fèi)因子和投資儲(chǔ)蓄因子這三個(gè)主成分呈正相關(guān)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)的完整性以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇了7個(gè)因素作為影響貿(mào)易進(jìn)口的解釋變量進(jìn)行分析，選取的時(shí)間區(qū)間為2003年第一季度至2019年第三季度共67季數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)和choice數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量選擇

本文衡量的是對(duì)出口(Y)的影響，以出口額作為出口的代理變量。解釋變量為出口額（x1）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(x2)、外匯儲(chǔ)備(x3)、匯率(x4)、外商直接投資(x5)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額(x6)以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(x7)，共計(jì)7個(gè)變量。其中匯率選用的是美元兌人民幣。由于所采用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此對(duì)共8個(gè)變量消除了季節(jié)性趨勢(shì)。為了消除樣本量綱對(duì)模型估計(jì)的影響，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

四、實(shí)證分析

（一）模型建立以及季節(jié)性趨勢(shì)剔除

本文首先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化和消除季節(jié)性趨勢(shì)，并采用因子分析與多元回歸分析?？紤]到被解釋變量只有一個(gè)，因此不用進(jìn)行因子分析。對(duì)剩下的7個(gè)被解釋變量進(jìn)行因子分析，提取出主要因子，再利用主要因子與因變量進(jìn)行多元回歸分析。

（二）因子分析

1.KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)

KMO和Bartlett是因子分析的前提，在做因子分析前，需要進(jìn)行這一步以查看是否合適做因子分析。一般來(lái)說(shuō)，KMO檢驗(yàn)值大于0.6，Bartlett檢驗(yàn)值的顯著性小于0.05，就可以認(rèn)為適合做因子分析。

本文對(duì)7個(gè)解釋變量做球形度檢驗(yàn)，其中KMO檢驗(yàn)值為0.792>0.6,Bartlett檢驗(yàn)值的顯著性為0.000<0.05。說(shuō)明變量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，因此適合做因子分析。

2.主成分提取因子

通過(guò)采用正交載荷法對(duì)公因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，按照特征根大于1的原則，利用主成分法提取主要因子，具體解釋如表1。提取的主要因子數(shù)為2。其中這2個(gè)公因子可以解釋93.21%的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率。

表1 主成分分析圖

結(jié) 果 表 示，X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7在兩個(gè)因子上有較高的載荷。所以提取兩個(gè)主要因子可以反映7個(gè)變量的絕大部分信息。將新產(chǎn)生的變量重命名為F1和F2。

3.旋轉(zhuǎn)因子載荷矩陣

通過(guò)stata估計(jì)因子載荷矩陣，結(jié)果如表2所示，以此可以作為解釋主成分經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的依據(jù)。

表2 旋轉(zhuǎn)因子載荷矩陣

從載荷矩陣中可以看出，第一公因子在原7個(gè)解釋變量上的載荷因子的絕對(duì)值絕大多數(shù)都在0.9以上，可以綜合反映我國(guó)基本經(jīng)濟(jì)情況，稱(chēng)為經(jīng)濟(jì)基本面因子。第二個(gè)公因子在第七個(gè)解釋變量上的載荷因子為0.9936，反映的是物價(jià)指數(shù)價(jià)格方面的信息，稱(chēng)為價(jià)格因子。

4.因子得分系數(shù)

基于成分得分系數(shù)矩陣，得到因子F1和F2的表達(dá)式:

（三）回歸分析

根據(jù)上述分析結(jié)果，F(xiàn)1和F2可以表示絕大部分的信息。因此回歸分析模型以F1和F2為自變量，Y為因變量，建立如下線(xiàn)性回歸模型：

其中α是截距項(xiàng)，β1、β2分別是系數(shù)，ε是誤差項(xiàng)。

運(yùn)用stata對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3。

表3 回歸分析表

其中，變量f1和f2均通過(guò)了5%的顯著性水平下的t檢驗(yàn)，表示對(duì)Y的影響效果是顯著的。模型R^2是0.9485，說(shuō)明擬合的效果很好。由于截距項(xiàng)非常小，且不顯著，因此在建立回歸模型時(shí)，設(shè)截距項(xiàng)為0。模型的回歸方程結(jié)果為：

（四）單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

由于數(shù)據(jù)使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以為了避免由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性對(duì)回歸造成的影響。

導(dǎo)致產(chǎn)生“偽回歸”，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析進(jìn)口額與相關(guān)公因子之間是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。所以需要對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表4所示。

表4 變量單位根檢驗(yàn)

由表4可知，在5%的顯著性水平下，變量Y和F1的ADF檢驗(yàn)值均大于對(duì)應(yīng)的臨界值，表示存在單位根，是非平穩(wěn)序列，而F2是平穩(wěn)的。對(duì)上述2個(gè)非平穩(wěn)變量進(jìn)行一階差分之后，在5%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值均小于對(duì)應(yīng)的臨界值，而平穩(wěn)序列在一列差分后還是平穩(wěn)的，因此均是平穩(wěn)序列。因此，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表示，3個(gè)變量均是一階單整，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整分析

原序列不平穩(wěn)，一階差分后平穩(wěn)，因此是一階單整。為了避免“偽回歸”問(wèn)題，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法：EG 兩步法和Johansen檢驗(yàn)。EG兩步法這種檢驗(yàn)方法主要針對(duì)的是兩個(gè)變量，而本文是3個(gè)變量，因此不合適使用EG兩步法。Johansen可以系統(tǒng)地測(cè)試多變量向量的個(gè)體估計(jì)并測(cè)試所有的協(xié)整關(guān)系，因此本文采用的是Johansen檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下表5所示。

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可知，在R=0時(shí)，37.22大于5%臨界值下的31.52，因此拒絕原不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。在5%的顯著性水平下，存在1種協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量的秩為1，因此存在長(zhǎng)期關(guān)系。

（五）響應(yīng)變量與原解釋變量的邏輯關(guān)系

根據(jù)式4將進(jìn)口額關(guān)于各公因子之間的函數(shù)關(guān)系映射為進(jìn)口額關(guān)于各個(gè)原始變量之間的函數(shù)關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)下表6。

表6 公因子與原始變量函數(shù)關(guān)系輸出結(jié)果

表6顯示，進(jìn)口額與出口、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外匯儲(chǔ)備、外商直接投資、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、物價(jià)指數(shù)呈正比，與匯率呈反比。

（六）實(shí)證結(jié)果分析

從式4可以看出，一國(guó)進(jìn)口總體而言與基本經(jīng)濟(jì)面因子呈正相關(guān)關(guān)系，與價(jià)格因子也呈正相關(guān)關(guān)系。這是合乎常理的，當(dāng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)繁榮，整體經(jīng)濟(jì)面向好時(shí)，進(jìn)口額自然會(huì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)不佳也自然會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口萎縮。

其中基本經(jīng)濟(jì)面因子中與出口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外匯儲(chǔ)備、外商直接投資和社會(huì)消費(fèi)品零售總額正相關(guān)，它們的增長(zhǎng)都會(huì)帶動(dòng)進(jìn)口增加。而美元兌人民幣匯率上升，表示人民幣貶值，人民幣貶值不利于進(jìn)口，因此導(dǎo)致進(jìn)口減少，進(jìn)口額下降。價(jià)格因子中只有居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，價(jià)格指數(shù)的增長(zhǎng)也會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口增加。

根據(jù)表6可知，影響進(jìn)口最大的前3個(gè)變量分別是外商直接投資、出口和外匯儲(chǔ)備。

外商直接投資增加1單位，使得進(jìn)口同向增加0.18個(gè)單位；出口增加1單位，導(dǎo)致進(jìn)口同向變動(dòng)0.179單位；外匯儲(chǔ)備增加1單位，促使進(jìn)口同向變動(dòng)0.174個(gè)單位。外商直接投資增加，導(dǎo)致進(jìn)口規(guī)模越大；出口越多，進(jìn)口對(duì)應(yīng)也就越多。外匯儲(chǔ)備越多，可用于進(jìn)口的資金越多。

五、結(jié)論與政策啟示

我國(guó)的進(jìn)口與基本經(jīng)濟(jì)面因子呈正相關(guān)關(guān)系，與價(jià)格因子也呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。此外，從回歸方程映射的結(jié)果來(lái)看，進(jìn)口額與出口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外匯儲(chǔ)備、外商直接投資、社會(huì)消費(fèi)品零售總額和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)成正比，與匯率呈反比。其中影響進(jìn)口最強(qiáng)的前三因素是外商直接投資、出口和外匯儲(chǔ)備。上述結(jié)論與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相符合，同時(shí)也與中國(guó)實(shí)際相符合。

進(jìn)口有利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品更新?lián)Q代。通過(guò)進(jìn)口拉動(dòng)內(nèi)需，可以改善我國(guó)長(zhǎng)期依靠出口的外貿(mào)結(jié)構(gòu)和條件，有助于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。因此對(duì)進(jìn)口需要重視。

我國(guó)對(duì)進(jìn)口的增長(zhǎng)可以從以下3個(gè)角度提升：

（1）需要保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)中上升，積極發(fā)展可持續(xù)經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)我國(guó)基本經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)良好。基本經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好，給進(jìn)口增長(zhǎng)提供了向上的環(huán)境。

（2）采取適應(yīng)我國(guó)國(guó)情的財(cái)政政策與貨幣政策，保持匯率和利率穩(wěn)定。過(guò)大的匯率和利率波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生不利影響，對(duì)進(jìn)口的影響也不利。因此要想促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)，需要保持匯率與利率在適度的范圍內(nèi)波動(dòng)。

（3）重視儲(chǔ)蓄與投資。尤其是外商直接投資與外匯儲(chǔ)備。儲(chǔ)蓄投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，?chǔ)蓄與投資越多，越能拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和進(jìn)口需求增加，拉動(dòng)進(jìn)口增長(zhǎng)。