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。總體上來說，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，達成進出口快速發(fā)展的目標，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)，當我國供應能力高于GDP對應的消費需求時，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指標，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，表明模型存在嚴重的多重共線性;為確保分析的嚴謹性，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、計量經(jīng)濟學知識選擇相關(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。政府應采取相應措施支持實體經(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)大學學報，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.東北輕合金有限責任公司.2016年.

[3]中國進出口額影響因素分析.寧波理工學院.