中國進出口貿易總額影響因素的分析

邊秋實 王晨宇

吉林大學經濟學院

中國進出口貿易總額影響因素的分析

邊秋實 王晨宇

吉林大學經濟學院

改革開放至今，我國對外貿易一直保持這比較迅速的增長，這為我國國民經濟較快平穩增長起到了重要作用。近幾十年來，我國對外貿易額持續大幅度增長，實現了跨越式的發展。特別是2001年中國加入WTO以來，我國的對外貿易達到更高水平，對外貿易的依存度也越來越高，中國在國際市場上的地位也愈顯重要。與此同時，國外市場需求雖然促成了中國外貿的巨大發展，但其中無疑暗藏這危機。金融危機的到來，給所有人敲響了警鐘，處理好國內外市場關系已經成為政策制定的核心，正確地分析進出口貿易總額的影響因素，對我國貿易發展和平衡國內外市場起著至關重要的作用。論文以此為背景，在梳理前人理論成果的基礎上，運用計量經濟學的方法，分析影響中國進出口貿易總額的因素，并依據計量結果，對相關領域的分析進行完善，得出結論。

對外貿易 進出口 國內生產總值

一、變量引入

（一）國內生產總值（GDP）（正相關）

隨著GDP的逐年提高，我國的進出口總額也不斷增加，對外貿易的依存度逐漸上升。顯然，要適應國際市場的競爭，要增加對外貿易總額，國內的生產必須要做出充足的后備對其進行支持。因此，GDP應該作為衡量進出口貿易總額的一個主要因素。

（二）人民幣對美元平均匯率（不確定）

我國長期實行人民幣跟定美元的有管制的浮動匯率制。雖然我國匯率波動的幅度一直都不是很大，但還是應將其作為一個因素進行考慮

（三）實際利用外資金額（正相關）

包括對外借款額，外商直接投資和外商其他投資。從外貿結構上來分析，我國進出口額增量的60%以上是由外資投資企業，特別是制造業實現的。在一定程度上外資投資對我國進出口具有很強的推動作用。

（四）對外經濟合作完成營業額（正相關）

對外經濟合作包括對外承包工程、對外勞務合作和對外設計咨詢等幾個方面，對外經濟合作的增多，無疑會給中國進出口貿易帶來一定的影響。

二、建立模型

（一）.根據上述因素的相互關系，建立如下模型

本文選取了自1989年至2015年的相關數據見（下）表1：

表 1

（二）利用Eviews軟件對上述模型進行最小二乘法估計，建立模型如下：

三、檢驗與修正

（一）多重共線性檢驗

首先檢驗各解釋變量之間的相關關系，結果見（下）表2：

X1 X2 X3 X4 1.000000-0.178321 0.935009 0.993380 X1 -0.178321 1.000000 0.106319-0.249175 X2

表 2

表3

從回歸的結果可以看出X2不顯著，且模型的擬合優度很低（R2=0.0182），因此考慮去除X2，重新將Y與其他解釋變量做普通最小二乘回歸，結果見（下）表4：

表4

回歸結果顯示，去除X2后模型的擬合優度沒有顯著變化，與原回歸相比有所下降，但原因可能是變量個數減少所又導致的模型擬合優度下降。F統計量的值在給定顯著水平為5%的情況下依舊較為顯著，但是變量X3和X4此時不顯著，位能通過t檢驗，且X4的系數估計值為負，即對外經濟合作完成營業額與進出口總額成負相關關心，參數估計量的經濟意義不合理。結合對變量之間的相關關系和上述原因的分析，考慮到模型存在較強的多重共線性，并嘗試用逐步回歸法對模型進行修正。

模型擬合優度較高，且X1顯著。

（2）Y 與X3回歸，結果為

模型擬合優度較高（R2=0.8738），且X3顯著。

（3）Y 與X4回歸，結果為

模型擬合優度較高（R2=0.9127），且X4顯著。

由此可以看出，X1X3X4與Y密切相關，雖然存在多重共線性，但去除3個變量中的任何一個都不會使模型的擬合優度得到顯著改善，且X3和X4變量也會因此變得不顯著。考慮到這些因素，保留現有模型，并嘗試用其他方法對模型進行修正。

（二）序列相關性檢驗（拉格朗日檢驗或DW檢驗）

作殘差與時間t的關系圖，結果見（下）圖1：

圖1

（1）拉格朗日乘數檢驗

含一階滯后殘差項的輔助回歸過程結果見（下）表5：

表 5

輔助回歸表達式為：

LM=21.0035，從伴隨概率值可以看出，在顯著性為5%的水平下，模型存在一階序列相關性。

含二階滯后殘差項的輔助回歸過程結果見（下）表6：

表 6

輔助回歸的表達式為：

LM=21.2258，LM值的伴隨概率值說明模型仍然存在序列相關性，但是的參數不顯著，說明模型不存在二階序列相關性。

（2）DW檢驗

由拉格朗日乘數檢驗已知模型只存在一階序列相關性，因此可以用DW檢驗。運用DW檢驗對該模型進行序列相關性檢驗，DW檢驗表明，在5%的顯著性水平下，k=4，n=27，查表得dL=1.16，dU=1.65，由回歸結果可知DW=0.3686，因此DW＜dL，所以存在正自相關。

判斷模型存在一階序列相關性之后，運用廣義差分進行自相關處理，采用Cochrane-Ocrutt迭代法，結果見（下）表7：

表 7

（上）表8表明，修正后的模型已經不存在序列相關性，修正后的模型為：

（三）異方差性檢驗

運用White檢驗對該模型進行異方差性檢驗，檢驗結果見（下）表8：

表 8

從（上）表8可知，參數的t檢驗均不顯著，所以不存在異方差性。

（四）單位根檢驗

由于模型為時間序列模型，應考慮序列的平穩性。所以應對時間序列的平穩性進行檢驗，采用ADF檢驗。

（1）國內生產總值GDP（X1）的時序圖：

由GDP（X1）的時序圖初步判斷序列是不平穩的（可以看出該序列可能存在趨勢項。

（2）實際利用外資金額（X3）的時序圖

由實際利用外資金額（X3）的時序圖初步判斷序列是不平穩的（可以看出該序列可能存在趨勢項。

（3）對外經濟合作完成營業額（X4）的時序圖

由對外經濟合作完成營業額（X4）的時序圖初步判斷序列是不平穩的（可以看出該序列可能存在趨勢項。

進行ADF檢驗，結果見（下）表9：

表 9

由ADF單位根檢驗的結果檢驗可知，國內生產總值GDP（X1）為二階單整，實際利用外資金額（）、對外經濟合作完成營業額（X4）兩個變量為一階單整，三個變量之間不是協整關系，進而對三個變量同時施行取對數的處理，再對處理后的結果進行ADF單位根檢驗，結果見（下）表10：

表 10

由（上）表10可知，經處理后，三個變量平穩。

（五）VAR模型（向量自回歸模型）

結果見（下）圖2：

圖2

由（上）圖2可知，VAR模型的單位根全部落在單位圓內，說明VAR模型穩定，建立VAR模型，結果為：

對模型進行協整檢驗的結果如（下）表11所示：

表 11

如表11所示，對VAR模型的特征根進行跡統計量檢驗，對應原假設為None，Atmost1，Atmost2，檢驗統計量None和Atmost1大于5%顯著水平的臨界值，即在95%的置信水平下拒絕無協整關系的假設，說明變量之間存在至少1個協整關系。

結合上述所有的檢驗結果，最終的模型為：

四、結論

從最終方程可以看出國內生產總值與進出口貿易總額有著十分密切的關系。說明我國目前的生產狀況非常好，在積極發展對外貿易的同時也應該繼續并加強國內生產。現在我國經濟正處于高速發展時期，所取得的成就使人震驚，國內生產總值也排在世界的前三位。因此我國要繼續重視人均國內生產總值的提高，這樣不但會帶動國內的經濟發展，同時也可以促進我國的進出口貿易。

同時，由于近幾年我國國際貿易飛速發展，對外貿易依存度逐漸提高，對于對外貿易的研究也應該越來越深入并且細化至量的研究。但是國際貿易相對于國內貿易更加復雜多變，各國有不同的國情，不同的社會制度，不同形式的市場，這些都給具體量化國際貿易帶來了很大的困難。因此，我們只有在探索的過程中不斷積累經驗，才能得出更大的成果，才能接受未來世界經濟的種種挑戰。

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[5]于超.對外貿易與經濟增長的關系研究[D].首都經濟貿易大學,2010.

邊秋實（1996-），男，漢族，遼寧沈陽人，吉林大學經濟學院2014級國際經濟與貿易專業，學生，研究方向：國際貿易、青年創業；王晨宇（1997-），女，回族，北京人，吉林大學經濟學院2015級國際經濟與貿易專業，學生，研究方向：計量經濟學、國際經濟學。