進(jìn)出口增長時間序列模型建立與預(yù)測

□文/武嬌艷 李 方

（吉林財經(jīng)大學(xué) 吉林·長春）

進(jìn)出口增長作為經(jīng)濟(jì)活動中的一個宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，對研究中國經(jīng)濟(jì)狀況具有不可替代的作用。本文對中國進(jìn)出口增長2004～2014年的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。首先采用差分法對原序列進(jìn)行平穩(wěn)化，然后進(jìn)行模型定階并估計其參數(shù)，建立序列預(yù)測模型，最后利用該模型對我國2014年9個月的進(jìn)出口增長進(jìn)行預(yù)測。不僅可以更好地了解我國的對外貿(mào)易需求情況，而且能夠?yàn)檎盐瘴磥斫?jīng)濟(jì)趨勢并制定相應(yīng)的政策提供重要的依據(jù)。

Eviews；ADF檢驗(yàn)；預(yù)測

收錄日期：2014年11月11日

一、問題的提出

公報數(shù)據(jù)顯示，2013年我國出口137，170億元人民幣，以美元計價為22，096億美元，增長7.9%；進(jìn)口121，097億元人民幣，以美元計價為19，504億美元，增長7.3%。進(jìn)出口差額（出口減進(jìn)口）16，072億元人民幣，比上年增加1，514億元人民幣，以美元計價為2，592億美元，增加289億美元。從外貿(mào)政策分析，2013年12月國家外匯管理局發(fā)布《關(guān)于完善銀行貿(mào)易融資業(yè)務(wù)外匯管理有關(guān)問題的通知》，主要措施涉及督促銀行完善貿(mào)易融資真實(shí)性、合規(guī)性審核，加強(qiáng)企業(yè)分類管理，重點(diǎn)對貿(mào)易收支異常企業(yè)的監(jiān)管，特別是加強(qiáng)遠(yuǎn)期貿(mào)易融資規(guī)模異常增長且具有典型套利交易特征企業(yè)的檢測核查力度，以及加大對銀行、企業(yè)違規(guī)行為的處罰力度。因此，準(zhǔn)確預(yù)測我國未來進(jìn)出口增長的發(fā)展規(guī)律，客觀認(rèn)識進(jìn)出口增長的運(yùn)行規(guī)則，對國家進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控和對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有指導(dǎo)意義，從而也促進(jìn)國家貿(mào)易市場的持續(xù)健康及快速發(fā)展。

表2 2014年1月～2014年9月的進(jìn)出口增長預(yù)測值與實(shí)際值（%）

二、序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一種是根據(jù)時序圖和自相關(guān)函數(shù)圖顯示的特征作出判斷，一種是構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計量進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

（一）時序圖。平穩(wěn)時間序列的均值和方差都為常數(shù)，所以平穩(wěn)時間序列通常會圍繞一個常數(shù)隨機(jī)波動，且波動的范圍也是有界的。如果一個時間序列在圖形上表現(xiàn)出明顯的趨勢性，即長期上漲或下降趨勢，或是呈現(xiàn)周期性，則可初步判斷該時間序列非平穩(wěn)。圖1顯示序列jc并沒有表現(xiàn)出隨時間變化的趨勢，同時除2008～2009年的幾個月受金融危機(jī)外其值均偏離零值而隨機(jī)變動，故檢驗(yàn)回歸模型不包含時間趨勢，但包含常數(shù)項(xiàng)截距。（圖1）

圖1 時序圖

（二）單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是針對序列是否具有某種統(tǒng)計特性而提出的一種平穩(wěn)性檢驗(yàn)的特殊方法，有ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、NP檢驗(yàn)等。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示單位根統(tǒng)計量ADF=-2.577661，相應(yīng)的概率值P=0.1005，與臨界值相比在1%、5%、10%的檢驗(yàn)水平下不能拒絕原假設(shè)，即序列至少有一個單位根。因此，需檢驗(yàn)序列一階差分后的平穩(wěn)性。（表1）

表1 一階差分后序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表1中ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計量=-4.739855，小于1%、5%、10%檢驗(yàn)水平下的臨界值，且其相應(yīng)的概率值P=0.0000，故認(rèn)為序列jc一階差分后沒有單位根，即序列jc一階差分后是平穩(wěn)的，可以建立ARMA模型。

三、一階差分后的平穩(wěn)序列建模

（一）確定模型類型和階數(shù)。如果樣本（偏）自相關(guān)系數(shù)在最初的階明顯大于兩倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍，而后幾乎有95%的自相關(guān)系數(shù)都落在2倍標(biāo)準(zhǔn)差的范圍以內(nèi)，而且通常由非零自相關(guān)系數(shù)衰減為小值波動的過程非常突然。這時，通常視為（偏）自相關(guān)系數(shù)截尾，且截尾階數(shù)為d。

從一階差分后的相關(guān)圖分析，自相關(guān)系數(shù)只在1階、12階處顯著地不為零，其余全部衰減到2倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)波動，取p=1，而偏自相關(guān)系數(shù)在1期后就截尾了，雖然在十多期后又出現(xiàn)大于零置信區(qū)間的情況，但根據(jù)簡約原則，不易建立太高滯后期的模型，設(shè)定q=1。對一階差分后的序列，初步建立ARMA（1，1）模型。

（二）參數(shù)估計。運(yùn)用條件最小二乘法對初步建立的ARMA（1，1）模型的各個參數(shù)進(jìn)行估計，估計結(jié)果中有兩個實(shí)數(shù)根，其倒數(shù)的模均小于1，表明各個滯后多項(xiàng)式的倒數(shù)根都在單位圓內(nèi)，即模型是平穩(wěn)的也是可逆的。用該模型擬合一階差分后的序列，就是要用ARIMA（1，1，1）模型擬合原序列，具體模型為：

（1-0.346610B）jct＝-0.341544+（1-0.088450B）εt

（三）適應(yīng)性檢驗(yàn)。模型的適應(yīng)性檢驗(yàn)為一個時間序列模型解釋序列相關(guān)性的程度，一個序列的適應(yīng)性模型應(yīng)該完全或者基本上解釋序列的相關(guān)性，從而模型中的殘差序列應(yīng)該是白噪聲序列，故模型的適應(yīng)性檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)殘差序列是否是白噪聲序列。結(jié)果表明Q統(tǒng)計量概率值幾乎都大于檢驗(yàn)水平5%，因此不能拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為模型 ARIMA（1，1，1，）殘差序列不存在自相關(guān)，基本為白噪聲序列。

（四）模型預(yù)測。利用模型對2014年1月到9月的進(jìn)出口增長進(jìn)行預(yù)測。（表2）

從模型的預(yù)測結(jié)果可以看出，預(yù)測值與實(shí)際值差距還不是很大，Theil系數(shù)的取值在0，1之間，預(yù)測結(jié)果較為理想。

四、結(jié)論及建議

綜合以上分析，除了2009年由于金融危機(jī)導(dǎo)致進(jìn)出口增長有很大幅度下降外，最近幾年我國的的進(jìn)出口增長也有一定的下降趨勢，說明我國外貿(mào)是大而不強(qiáng)，雖然進(jìn)出口規(guī)模大，但是增長卻很少，對此我們必須給予足夠的重視。

1、應(yīng)該建立預(yù)警機(jī)制，實(shí)現(xiàn)對外貿(mào)易的前置化。政府有關(guān)部門要緊密跟蹤重點(diǎn)出口國家和地區(qū)的情況，保持高度敏感，以便使企業(yè)及時做好相應(yīng)準(zhǔn)備。

2、制定優(yōu)惠措施，扶持符合國際標(biāo)準(zhǔn)、管理先進(jìn)、科技含量高的綠色環(huán)保企業(yè)，還可以幫助開拓其他市場，規(guī)避貿(mào)易風(fēng)險，從而促進(jìn)企業(yè)更好地發(fā)展，加快進(jìn)出口的步伐。

3、改進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)。中國目前出口的產(chǎn)品大多是規(guī)模大價格低，是中低檔產(chǎn)品的出口，只賺取其中的加工費(fèi)用。出口商品由數(shù)量型轉(zhuǎn)向質(zhì)量型，使得外國對中國商品的需求不再僅僅因?yàn)榈蛢r格，而是因?yàn)橘|(zhì)量需求，一定程度上減少外貿(mào)奉獻(xiàn)，減少外貿(mào)的易讀性。

4、借鑒我國國內(nèi)貿(mào)易增長的方式。國內(nèi)貿(mào)易進(jìn)出口的增長，各省之間的貿(mào)易進(jìn)出口一定程度上是可以與對外貿(mào)易進(jìn)出口相類比，學(xué)習(xí)借鑒國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的模式，避免資源浪費(fèi)，減少貿(mào)易進(jìn)出口的摩擦，以提高增長效率及質(zhì)量。

［1］金劍.我國城市化水平的時間序列模型分析［J］.統(tǒng)計與決策，2005.8.

［2］袁芳.基于ARIMA模型的西安市新建住宅接價格指數(shù)的分析與預(yù)測［J］.中國科技信息，2013.11.

［3］王燕.應(yīng)用時間序列分析［M］.中國人民大學(xué)出版社，2005.