我國商品進口額影響因素實證分析

方芳 李海燕

摘 要：近年來，由于我國對外貿(mào)易的快速發(fā)展，并且貿(mào)易額常年為順差，與某些國家的貿(mào)易摩擦問題突出。同時我國也更為重視出口的擴大，以取得凈出口額的增加，而較為忽視進口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和進口額對國家經(jīng)濟發(fā)展的重要性。本文選取了1983年—2018年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學(xué)模型，旨在分析影響我國商品進口的國內(nèi)因素，并基于分析結(jié)果結(jié)合我國當(dāng)前的對外貿(mào)易戰(zhàn)略提出增加商品進口額、優(yōu)化我國進口結(jié)構(gòu)的建議。

關(guān)鍵詞：商品進口額;影響因素;計量經(jīng)濟學(xué)模型;建議

一、緒論

（一）研究背景

凈出口額是國民生產(chǎn)總值的重要組成部分，為促進我國經(jīng)濟的發(fā)展，我國長期以擴大出口實現(xiàn)凈出口額的增長及貿(mào)易順差。但如今世界處于百年未有的大變局中，我國對外貿(mào)易面臨著更趨復(fù)雜嚴(yán)峻外部環(huán)境，世界經(jīng)濟整體增長放緩，貿(mào)易保護主義持續(xù)升溫。這對于我國的進一步出口帶來了嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，我國勢必需要進行出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，在這一方面需要進口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的配合。此外長期的貿(mào)易順差也給我國帶來了經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定、加大與他國的貿(mào)易摩擦、加劇環(huán)境資源破壞等不利影響。因此一味的追求貿(mào)易順差而忽視進口的做法已不再適應(yīng)我國新時代的發(fā)展， 確立以國際收支平衡為目標(biāo)的政策及實踐已成為首要任務(wù)。

（二）研究數(shù)據(jù)與變量的選取

（1）研究數(shù)據(jù)的選取

本文選取了1983-2018年的年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)，包括了我國對外貿(mào)易發(fā)展的重要時段，為分析我國商品進口額的影響因素提供了更有利的依據(jù)和理論支持。1983年以后，我國才從統(tǒng)一生產(chǎn)、統(tǒng)一經(jīng)營、統(tǒng)一安排的計劃經(jīng)濟中走出來，逐步走向市場經(jīng)濟。1997年亞洲金融危機爆發(fā)、2001 年我國加入世界貿(mào)易組織、2008 年次貸經(jīng)濟危機、2011 年國家頒布一系列促進企業(yè)進口的戰(zhàn)略、2013年我國提出“一帶一路”戰(zhàn)略建設(shè)、2018年中美貿(mào)易摩擦問題突出。

（2）研究變量的選取

本文中將我國商品進口額作為被解釋變量，選取我國商品出口總額、國內(nèi)人均生產(chǎn)總值、人民幣對美元的匯率、外匯儲備、居民消費水平、居民消費價格指數(shù)、國民總收入作為解釋變量。國內(nèi)出口總額和進口總額往往密切相關(guān)，相輔相成;國內(nèi)人均生產(chǎn)總值和國民總收入是衡量國民購買力的指標(biāo)，提高國民購買力可以增加商品進口額;居民消費水平的增加與居民消費價格指數(shù)的上升在一定程度上能促進商品的進口;人民幣對美元的匯率越高，說明人民幣貶值，購買力下降，會阻礙商品的進口;外匯儲備越多，說明國家的綜合國力越強，有利于進口。本文在模型中引入這些解釋變量對被解釋變量“商品進口額”進行分析。

二、構(gòu)建模型

（一）變量說明

根據(jù)研究和分析影響“商品進口額”的因素并查閱相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取了7個主要影響我國進口額的因素作為解釋變量，并運用Eviews軟件作出計量分析。其中：

Y為我國商品進口總額（億元），本文中為被解釋變量;

X1為我國商品出口總額（億元）;

X2為我國人均GDP（元），一個國家核算期內(nèi)實現(xiàn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與常住人口的比值;

X3為人民幣對美元的匯率（美元=100）（元）;

X4為我國外匯儲備（億美元）;

X5為我國居民消費水平;

X6為居民消費價格指數(shù)（CPI）（上年=100）;

X7為我國國民總收入（億元）;

βi為待估計參數(shù)， i=0，1，2，3，4，5，6，7

（二）模型設(shè)定

由于對數(shù)據(jù)進行線性回歸后，擬合的不是很好，所以對模型加入對數(shù)，進行調(diào)整。因此，本文引入的解釋變量與被解釋變量之間的設(shè)定模型為

其中ui為隨機擾動項，滿足古典假定。

對各解釋變量的符號進行預(yù)測，模型中商品出口總額、人均GDP、外匯儲備、居民消費水平、居民消費價格指數(shù)、國民總收入的符號應(yīng)為正值，人民幣對美元的匯率的符號應(yīng)為負(fù)值。即β1 β2 β4 β5 β6 β7 的符號應(yīng)為正值，β3的符號應(yīng)為負(fù)值。

（三）模型估計

根據(jù)收集的原始數(shù)據(jù)，用eviews軟件對其進行回歸分析，得到的初始模型如下：

三、模型檢驗

（一）經(jīng)濟意義檢驗

通過檢查解釋變量的系數(shù)可以可能出，出口總額、人均GDP、的符號為正，人民幣對美元的匯率的符號為負(fù)是符合經(jīng)濟意義的，外匯儲備、居民消費水平、居民消費價格指數(shù)、國民總收入的符號為負(fù)，不符合經(jīng)濟意義，還有待進一步的檢驗。

（二）統(tǒng)計檢驗

多重可決系數(shù)R2=0.997433 ，調(diào)整后的可決系數(shù)為R2 0.996791，說明來自回歸的部分，對樣本的解釋能力為99.7%，模型擬合的較好。F統(tǒng)計量的值為1554.260，在顯著性水平為0.05下，2.29< F0.025（7，28）<2.45 ，所以F>F0.025（7，28），說明模型整體顯著。但在α=0.05時，t0.025（28）= 2.048? ，只有Logx1和Logx4的T統(tǒng)計量比較顯著，說明其余解釋變量對被解釋變量的影響不顯著，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因還有待檢驗。

（三）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗與修正

（1）多重共線性檢驗與修正

①多重共線性檢驗

通過經(jīng)濟意義檢驗和統(tǒng)計檢驗，初步直觀判斷，模型（1）存在多重共線性，

運用Eviews軟件對其進行簡單相關(guān)系數(shù)檢驗，如下表：

由表1可知，大部分變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8，相關(guān)度較高，可說明存在嚴(yán)重的多重共線性。

②多重共線性修正

采用逐步回歸法來對多重共線性進行修正，以Y為被解釋變量，分別對x1，x2，x3，x4，x5，x6，x7進行一元回歸。得到的結(jié)果如下表：

由表2可知，各解釋變量對被解釋變量的影響均為顯著，但Logx1對y的一元回歸最優(yōu)，各變量按T統(tǒng)計量的大小排序依次是Logx1，Logx7，Logx2，Logx5，Logx4，Logx3，Logx6，因此以Logx1為基礎(chǔ)，逐次引入其他變量，進行多元回歸模型的估計，再對多元回歸模型進行經(jīng)濟意義檢驗、變量的顯著性檢驗、擬合優(yōu)度檢驗、方程的顯著性檢驗，然后進行篩選。通過不斷的引入—檢驗—剔除，最終得到的有效模型為：

Y=-2.838829+0.945672Logx1+0.707053Logx6? ? （2）

R2=0.996， R2 =0.996067? F=4433.066 DW=0.913538

由于剔除了變量Logx2、Logx3、Logx4、Logx5、Logx7，模型的多重共線性得到明顯的好轉(zhuǎn)，解釋變量的顯著性得到了明顯提高，且R2=0.996，F(xiàn)=4433.066，說明模型擬合的較好，方程也很顯著，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（2）的經(jīng)濟意義是，當(dāng)出口額x1每增加1%億元時，進口額Y會平均增加0.9456721%億元，當(dāng)居民消費價格指數(shù)上漲1%個點時，進口額Y會平均增加0.7070531%億元。

（2）異方差檢驗

由于在模型設(shè)定中，ui滿足古典假定，其中，隨機擾動項的方差相等，是古典假定之一，由此得到的參數(shù)估計量才是有效的，滿足最小方差性。因此對模型進行異方差性檢驗很有必要。

通過對Logx1，Logx6進行圖示分析和殘差分析，看出模型（2）并未存在異方差性。進一步利用Eviews軟件對模型（2）進行White檢驗，結(jié)果為表3所示：

其中，nR2=8.685416，查卡方分布表得X20.05（5）=11.0705，則nR20.1，表明模型（2）不存在異方差。

（3）自相關(guān)檢驗及修正

①自相關(guān)檢驗

由于模型（2）的DW=0.913538，K=2，N=36，在α=0.05的顯著性水平下，dL>1.27，所以DW

再進行偏相關(guān)系數(shù)檢驗，滯后期為20，結(jié)果為表4，表中可以看出，偏自相關(guān)系數(shù)PAC的直方圖全在虛線內(nèi)，說明回歸模型（2）不存在高階自相關(guān)。用廣義差分法對二階自相關(guān)進行修正。

②自相關(guān)的修正

為解決自相關(guān)問題，采用廣義差分法。對相關(guān)系數(shù)ρ進行估計，得到回歸方程et（1）=0.518717et-1（1），由回歸方程可知ρ（1）=0.518717，并對模型（2）進行廣義差分回歸：

根據(jù)模型（3）利用Eviews得到廣義差分回歸結(jié)果。已知dl=1.34，du=1.58，模型中的dw=1.462442，dl

繼續(xù)迭代估計ρ的第二輪估計值ρ（2），得到回歸方程et（2）=0.263062et-1（2） ，由回歸方程可知ρ（2）=0.263062，并對模型（3）進行廣義差分回歸：

根據(jù)模型（4）利用Eviews得到廣義差分回歸結(jié)果。已知dl=1.33，du=1.58，模型中的dw=1.556927，dl

繼續(xù)迭代估計ρ的第三輪估計值ρ（3），得到回歸方程et（3）=0.039363et-1（3） ，由回歸方程可知ρ（3）=0.039363，并對模型（4）進行廣義差分回歸：

根據(jù)式（5）利用Eviews得到廣義差分回歸結(jié)果。已知dl=1.32，du=1.58，模型中的dw=2.231432，dl

所以得到中國商品進口額模型如式（6）所示：

所以最終得到中國商品進口額模型如式（7）所示：

式（7）結(jié)果表明，在其他變量不變的情況下，中國商品出口總額每增加1%，平均來說，中國商品進口額增加0.9689761%;居民消費價格指數(shù)CPI每增加1%，平均來說中國商品進口額增加0.886583l%，此時該結(jié)果符合實際情況。

四、結(jié)論及建議

本文通過經(jīng)濟學(xué)，統(tǒng)計學(xué)，計量經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)問題研究分析方法，對我國進口總額的影響因素進行了實證分析，得到了較為滿意的回歸模型。其結(jié)果顯示，我國的商品進口總額主要受到商品出口總額和居民消費價格指數(shù)的影響，因此可以通過增加我國商品的出口和提高居民消費價格指數(shù)來增加進口。

拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”被認(rèn)定為投資、消費、出口，傳統(tǒng)計算國內(nèi)生產(chǎn)總值的公式也為Y=C+I+G+NX （Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，C為消費，I為投資，G為購買，NX為凈出口），由此可知沒有重視到進口對經(jīng)濟發(fā)展的重要程度。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為，貿(mào)易順差是對國家經(jīng)濟發(fā)展有利，因此積極擴大出口，限制進口，從而擴大貿(mào)易順差。雖然貿(mào)易順差有利于增加國內(nèi)生產(chǎn)總值，但是如果貿(mào)內(nèi)易順差太大的話，則說明對外部依賴性強，一旦外部需求容減弱，對經(jīng)濟發(fā)展非常不利。一國的進口也對國家經(jīng)濟發(fā)展有著重要的影響。因此本文基于上述分析結(jié)果，結(jié)合我國目前的相關(guān)國際貿(mào)易戰(zhàn)略，提出增加商品進口額和優(yōu)化進口結(jié)構(gòu)的建議。建議如下：

第一，優(yōu)化進出口結(jié)構(gòu)及兩者之間的關(guān)系。進口貿(mào)易與出口貿(mào)易相輔相成，不能以抑制進口貿(mào)易，而促進出口貿(mào)易的相對增加。出口的增加可以為進口提供資金動力，進口的增加可以為出口提供資源和技術(shù)支持。模型（7）表明，出口額與進口額成正相關(guān)，即出口額每增加1%，商品進口額平均增加0.9689761%，可見出口額的增加對我國商品進口的增加有著重要的意義。目前我國經(jīng)濟已進入穩(wěn)中向好的階段，不在盲目追求經(jīng)濟的快速增長，而是不斷優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)濟的質(zhì)量。在國際貿(mào)易方面也是如此，我們不應(yīng)在盲目追求貿(mào)易順差的擴大，而要更加重視進出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，把握好兩者之間的差額。

第二，縮小貧富差距，提高居民的消費水平，從而提高居民消費價格指數(shù)。這一方面需要國家和社會創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，減少失業(yè)率，使更多的勞動者有機會通過自己的勞動增加收入;另一方面需要國家積極參與國民收入再分配，實施相關(guān)政策，縮小貧富差距。結(jié)合模型（7）可知，居民消費價格指數(shù)與商品進口額為正相關(guān)，即居民消費價格指數(shù)沒增加1%，商品進口額增加0.886583l%。但是基于居民消費價格指數(shù)與通貨膨脹密切相關(guān)，因此不可一味通過提高居民消費價格指數(shù)來增加商品進口額。

第三，促進我國對外貿(mào)易戰(zhàn)略的完善與發(fā)展，帶動進口額的增加。從2013年9月27日到2019年8月2日我國國務(wù)院共批復(fù)同意設(shè)立了18個自由貿(mào)易試驗區(qū)。這些自由貿(mào)易實驗區(qū)的設(shè)立，極大地促進了我國進出口貿(mào)易的發(fā)展。同時由于這些自由貿(mào)易試驗區(qū)的建設(shè)，吸引了大量的外資流入和企業(yè)入駐，這有利于增加業(yè)機會，帶動經(jīng)濟的發(fā)展，提高當(dāng)?shù)厝嗣竦氖杖牒蜕钏?，從而增加他們的消費需求。在居民消費需求里面，有一部分是對進口商品的需求，且隨著收入的增加，這部分的需求也會相應(yīng)增加。國際貿(mào)易經(jīng)濟戰(zhàn)略自然會涉及到進出口貿(mào)易并促進其發(fā)展，因此國家政府要將制定的對外貿(mào)易戰(zhàn)略落實，并促進戰(zhàn)略的完善與不斷發(fā)展。

第四，結(jié)合我國相關(guān)對外貿(mào)易戰(zhàn)略促進口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。目前我國是世界上的制造業(yè)大國，因此我國要減少相關(guān)成品的進口，增加先進技術(shù)和重要能源、原材料的進口，來促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，這有利于我國經(jīng)濟長期穩(wěn)定的發(fā)展?！耙粠б宦贰睉?zhàn)略使我國貿(mào)易伙伴多元化，促進了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的完善，我國可以和更多的國家進行貿(mào)易往來，同時也促進了出口動力的大大提高，使原有的出口模式得到創(chuàng)新。出口的增加和模式的創(chuàng)新，可以為進口的增加與模式的創(chuàng)新動力。此外這些國家能源、燃料、礦石、有色金屬等資源豐富，有利于我國在能源、礦石資源等方面進口穩(wěn)定。目前我國需要加強與發(fā)達(dá)國家合作的貿(mào)易戰(zhàn)略建設(shè)，來促進我國對先進技術(shù)引進。

參考文獻(xiàn)：

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本文指導(dǎo)老師：姚壽福。