河南省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響因素分析

進(jìn)出口貿(mào)易是推動區(qū)域生產(chǎn)力發(fā)展的關(guān)鍵因素，也是各國企業(yè)提高勞動生產(chǎn)率、降低生產(chǎn)成本的重要途徑。在當(dāng)前的新發(fā)展格局下，對外開放已成為我國經(jīng)濟發(fā)展的必然選擇，而對外貿(mào)易既是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟增長的核心環(huán)節(jié)，又是國民經(jīng)濟的重要組成部分。

隨著全球貿(mào)易一體化的深入，河南省作為中部地區(qū)崛起的“領(lǐng)頭羊”，憑借其連接?xùn)|西、貫通南北的戰(zhàn)略樞紐地位，在中部經(jīng)濟崛起中扮演著重要角色。作為內(nèi)陸大省之一，河南省的進(jìn)出口貿(mào)易額在中部城市中位居首位，但與沿海地區(qū)相比，其貿(mào)易發(fā)展水平仍存在差距，這種差距一定程度上制約了河南省經(jīng)濟的發(fā)展。因此，深人研究河南省的進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀，對于擴大該省對外貿(mào)易規(guī)模、推動經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)綜述

隨著科技的進(jìn)步和貿(mào)易全球化的深入，進(jìn)出口貿(mào)易已成為推動區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)鍵途徑。多年來，圍繞影響進(jìn)出口貿(mào)易額的諸多因素，國內(nèi)外眾多學(xué)者展開了廣泛而深入的研究。舒服華利用小波變換與灰色DGM（2，1）模型相結(jié)合的方法，對2007-2017年中國進(jìn)出口貿(mào)易額進(jìn)行了動態(tài)預(yù)測，證明該方法具有較高的預(yù)測精度和可靠性，取得了令人滿意的效果。趙清軍等利用單位根檢驗等分析方法，對福建省1984-2016年的進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，研究了經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易之間的關(guān)系。結(jié)果表明，福建省的經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)性。[2丁雯通過趨勢分析等方法對進(jìn)出口貿(mào)易影響經(jīng)濟增長的因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)進(jìn)口額和出口額同步增長時，才能對GDP產(chǎn)生最大的推動作用。3劉思燚等運用因子分析方法，對2006-2015年湖南省的GDP、實際利用外資等9個指標(biāo)進(jìn)行了數(shù)據(jù)降維和處理，深入探討了湖南省進(jìn)出口貿(mào)易額的主要影響因素。俞力寧通過構(gòu)建雙對數(shù)線性回歸模型，對江蘇省的五個經(jīng)濟指標(biāo)進(jìn)行了分析，重點研究了進(jìn)出口貿(mào)易額的影響因素，發(fā)現(xiàn)區(qū)域國民生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)是影響對外貿(mào)易額的核心因素。[5]

綜上，目前對于進(jìn)出口貿(mào)易額影響因素的研究成果頗為豐富。本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，采用多元線性回歸模型和嶺回歸法，選取近20年來河南省進(jìn)出口貿(mào)易額及影響因素的數(shù)據(jù)，深人探討了影響河南省進(jìn)出口貿(mào)易額的關(guān)鍵因素，并據(jù)此提出促進(jìn)該省進(jìn)出口貿(mào)易額可持續(xù)增長的對策建議。

二、模型與數(shù)據(jù)

（-） 模型與變量

多元線性回歸分析方法是多元統(tǒng)計分析的各種方法中應(yīng)用最為廣泛的一種，是用于研究一個或多個變量（因變量）相對于其他多個變量（自變量）的依存關(guān)系的數(shù)學(xué)模型。本文將運用多元線性回歸模型來分析河南省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響因素。多元回歸分析研究的是因變量 Y 對 p 個自變量 X₁，X₂，…，X_p 的依賴關(guān)系。因變量Y為被解釋變量，而自變量 X₁ ζ₁，X₂，…，X_p 為解釋變量。多元線性回歸模型可表示為：

Y=β₀+β₁X₁+β₂X₂+…+β_pX_p+ε

其中， β₀ 表示常數(shù)項 β_j（j=1，…，p） 是固定但未知的參數(shù)，為總體回歸系數(shù)， σ，ε 是隨機誤差項。

嶺回歸是當(dāng)自變量間存在多重共線性，| X^′X∣≈0 時，給X^′X 加上一個正常數(shù)矩陣 kI ，那么， X^′X+kI 接近奇異的程度就會比 X^′X 接近奇異的程度小一些。考慮不同變量量綱的影響，需要先把數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化后的矩陣仍用 X 表示，定義 β 的嶺回歸估計為 其中， k 稱為嶺參數(shù)。經(jīng)過直觀考慮或計算機模擬的方式確定合適的 k 值，得到嶺回歸估計方程。

研究

經(jīng)過對相關(guān)研究的了解和學(xué)習(xí)，并參考大量文獻(xiàn)和前人的研究分析，本文最終選取GDP X₁ （億元）固定資產(chǎn)投資 X₂ （億元）實際利用外資 X₃ （億美元）外匯儲備 X₄ （億美元）貨幣供應(yīng)量M₂X₅ （億元）匯率（人民幣兌美元） X₆ 、關(guān)稅收入 X₇ （億元）以及教育經(jīng)費 X₈（^?） （億元）共八個指標(biāo)來探究河南省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響因素。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文依據(jù)《河南統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》整理了2004-2023年的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中，進(jìn)出口總額、GDP、固定資產(chǎn)投資、實際利用外資來自《河南省統(tǒng)計年鑒》，外匯儲備、貨幣供應(yīng)量 M₂ 關(guān)稅收入、教育經(jīng)費來自《中國統(tǒng)計年鑒》。匯率為人民幣兌美元，來自國家外匯管理局。

三、實證分析

（-） 多元回歸模型

1.模型的建立

為了消除不同因素之間量綱的影響，筆者先對原始數(shù)據(jù)做標(biāo)準(zhǔn)化處理，剔除量綱間的影響和變量自身差異的大小，進(jìn)而建立多元線性回歸模型，結(jié)果詳見表 1

得到回歸方程為：

Y=-1.831X₁+0.418X₂+0.229X₃-0.266X₄-2.714X₅-0.139X₆- 0.142X₇+5.054X₈+0.135 （2）

通過上述式（2）可知，進(jìn)出口貿(mào)易額與固定資產(chǎn)投資、實際利用外資和教育經(jīng)費呈正相關(guān)，與GDP、外匯儲備、貨幣供應(yīng)量M₂ 、匯率和關(guān)稅收入呈負(fù)相關(guān)。其中，教育經(jīng)費對進(jìn)出口貿(mào)易額的影響最大，其他變量相較之下對因變量的影響較小。

2.回歸模型的檢驗

利用SPSS軟件對標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果詳見表2。

由表2可知，該模型調(diào)整后的 R²=0.972，R² 越接近1，表明回歸模型的擬合效果越好，因此，該多元線性回歸模型與各變量值之間具有較好的擬合優(yōu)度。

由表3的 F 檢驗可知，在0.05的顯著水平下 F=82.277gt; F_0.05（8，11）=2.95 結(jié)果表明，該回歸模型是顯著的，即說明自變量整體上對 Y 有顯著的線性影響。

盡管自變量明顯影響因變量，但通過觀察表1的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，所有變量的VIF值都大于10，說明該模型中自變量之間存在多重共線性。為了簡化模型又不失模型的有效性，筆者利用嶺回歸法，解決多重共線性問題，對模型進(jìn)行進(jìn)一步的優(yōu)化。

（二）嶺回歸法

筆者利用SPSS軟件，將迭代步長設(shè)為0.01，運行得到嶺跡圖，詳見圖1。

從圖1可知，隨著 k 值的逐漸增大，相關(guān)變量的系數(shù)發(fā)生變化并逐漸穩(wěn)定。當(dāng) k=0.07 時， k 繼續(xù)增加而相關(guān)變量的系數(shù)基本保持不變。因此，最佳嶺回歸參數(shù) k=0.07 在程序中加入 k=0.07 并再次運行，得到的回歸系數(shù)詳見表4。

從表4得知，模型中 F 的統(tǒng)計量為38.98，在0.05的顯著性水平上通過檢驗，說明模型有效。 R²=0.966 ，調(diào)整后的 R²=0.941 有所下降，主要是因為嶺回歸為解決共線性問題而舍棄了一些信息，降低了擬合的準(zhǔn)確性，但這種降低并不明顯，在可接受范圍內(nèi)。

從表4嶺回歸系數(shù)中的 P 值來看，GDP、固定資產(chǎn)投資、實際利用外資、貨幣供應(yīng)量 M₂ 、教育經(jīng)費均小于0.05，表明各解釋變量對被解釋變量具有顯著影響，并且均通過了值的顯著性檢驗。外匯儲備、匯率、關(guān)稅收入沒有通過顯著性檢驗，故剔除這3個變量，得出標(biāo)準(zhǔn)化的嶺回歸方程為：

表1多元線性回歸系數(shù)

表2模型摘要

表3標(biāo)準(zhǔn)化后的 F 檢驗

+-X1--X2--X3--X4--X5--X6--X7--X8

圖1嶺跡圖

表4嶺回歸系數(shù)

嶺回歸的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)能夠相對客觀地反映自變量對因變量的影響程度。通過比較5個自變量的系數(shù)大小，可以了解自變量對因變量的影響程度。自變量值越大，其對進(jìn)出口貿(mào)易額的影響程度越深。 β₈gt;β₃gt;β₅gt;β₂gt;β₁ ，因此，對河南省進(jìn)出口貿(mào)易額影響程度由大到小的因素分別為教育經(jīng)費、實際利用外資、貨幣供應(yīng)量 M₂ 、固定資產(chǎn)投資以及GDP。具體表現(xiàn)為：教育經(jīng)費面積每增加1個單位，進(jìn)出口貿(mào)易額平均增加0.231個單位；實際利用外資每增加1個單位，進(jìn)出口貿(mào)易額平均增加0.23個單位；貨幣供應(yīng)量 M₂ 每增加1個單位，進(jìn)出口貿(mào)易額平均增加0.224個單位；固定資產(chǎn)投資平均增加1個單位，進(jìn)出口貿(mào)易額平均增加0.146個單位；GDP每增加1個單位，進(jìn)出口貿(mào)易額平均增加0.131個單位。

四、結(jié)束語

本文通過實證研究分析了2004-2023年河南省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響因素，發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)費、實際利用外資、貨幣供應(yīng)量 M₂ 固定資產(chǎn)投資和GDP是主要影響因素。根據(jù)各因素的不同影響，相應(yīng)提出以下政策建議：第一，加強教育與科技創(chuàng)新。通過加大教育經(jīng)費投人和推動科技創(chuàng)新，提升河南省的人力資本和技術(shù)水平，提高出口產(chǎn)品附加值；第二，優(yōu)化外資引進(jìn)政策。吸引更多高質(zhì)量外資，推動技術(shù)轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)鏈升級，提升河南省在全球價值鏈中的地位；第三，保持金融政策穩(wěn)定。確保貨幣供應(yīng)量適度增長，降低企業(yè)融資成本，支持外貿(mào)企業(yè)發(fā)展；第四，加大基礎(chǔ)設(shè)施投資，特別是交通物流設(shè)施的建設(shè)，提升省內(nèi)外的互聯(lián)互通水平。

參考文獻(xiàn)：

[1]舒服華.基于小波DGM （2，1） 模型的我國進(jìn)出口貿(mào)易額預(yù)測[J].保定學(xué)院學(xué)報，2018，31（03）：17-23.

[2]趙清軍，王雅妮，周畢芬.福建省經(jīng)濟增長與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實證分析[J].石家莊鐵道大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018，12（04）：9-14.

[3]丁雯.江蘇進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響分析[J].南京審計學(xué)院學(xué)報，2007（02）：7-10

[4] 劉思燚，羅潤芝，湯春玲，等.基于因子分析的湖南省進(jìn)出口貿(mào)易影響因素探究[J].中國市場，2017（13）：290-292.

[5] 俞力寧.宏觀經(jīng)濟因素對進(jìn)出口貿(mào)易總額影響的研究：基于江蘇省的實證分析[J].現(xiàn)代商業(yè)，2022（09）：36-40.

[6]賈俊平，何曉群，金勇進(jìn).統(tǒng)計學(xué)（第六版）[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2014.

[7]何曉群，劉文卿.應(yīng)用回歸分析[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2001.