我國(guó)商品進(jìn)口額影響因素的實(shí)證分析

葛一寧 徐靜怡 陳康

對(duì)外貿(mào)易作為衡量一個(gè)國(guó)家開(kāi)放程度的重要指標(biāo)，已成為全球化趨勢(shì)下各個(gè)國(guó)家著力推動(dòng)的重要領(lǐng)域。一帶一路倡議為中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易自由便利化、稅收優(yōu)惠減免等創(chuàng)造了有利條件，促進(jìn)了我國(guó)進(jìn)出口較快增長(zhǎng)。本文以進(jìn)口總額作為被解釋變量，選取匯率，國(guó)民生產(chǎn)總值，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，國(guó)民總收入作為解釋變量，通過(guò)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究影響中國(guó)進(jìn)口額的主要因素，并對(duì)此提出建議。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，同時(shí)也改變了人們的消費(fèi)習(xí)慣，經(jīng)濟(jì)全球化的提出也使經(jīng)濟(jì)活動(dòng)超越國(guó)界。從新中國(guó)的成立到改革開(kāi)放再到今天，中國(guó)外貿(mào)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展始終堅(jiān)持獨(dú)立自主，大力發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，加快現(xiàn)代化建設(shè)，改變了我國(guó)落后的面貌，同時(shí)對(duì)外貿(mào)易、資本流動(dòng)等也變得習(xí)以為常，其中對(duì)外進(jìn)口的額度更是重中之重，進(jìn)口產(chǎn)品的增加與減少會(huì)帶動(dòng)人們消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，帶動(dòng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)調(diào)整，這也是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到現(xiàn)階段調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所看重的，所以進(jìn)口額的增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展非常關(guān)鍵。本文通過(guò)構(gòu)建多元回歸模型并對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正研究，對(duì)影響我國(guó)商品進(jìn)口額的種種因素加以分析并驗(yàn)證其中的關(guān)系。

一、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取了我國(guó)2001至2020年共20年的數(shù)據(jù)，包括了我國(guó)外貿(mào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要時(shí)間段。2001年中國(guó)加入WTO，對(duì)我國(guó)外貿(mào)的發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，從總體上改善了我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境。因此本文將以量化的方法，著重探討影響我國(guó)外貿(mào)發(fā)展的因素，并對(duì)此展開(kāi)分析。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）研究變量的選取

本文以我國(guó)進(jìn)口總額（億元）為被解釋變量，以y來(lái)表示，初步考慮我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（億元）對(duì)我國(guó)貿(mào)易的進(jìn)口額產(chǎn)生正向影響，這是由于GDP體現(xiàn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，就越有能力去購(gòu)買(mǎi)外國(guó)的商品，從而促進(jìn)國(guó)家進(jìn)口總額的增長(zhǎng)。同時(shí)人民幣匯率（美元=100），以R表示，對(duì)我國(guó)貿(mào)易的進(jìn)口額產(chǎn)生反向影響。匯率變動(dòng)會(huì)引起進(jìn)出口商品價(jià)格的變化，從而影響到一國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易。一國(guó)貨幣的對(duì)外貶值有利于該國(guó)增加出口，抑制進(jìn)口。反之，如果一國(guó)貨幣對(duì)外升值，將有利于進(jìn)口，而不利于出口。因此若匯率上升，意味著人民幣貶值，從而抑制我國(guó)進(jìn)口總額的增長(zhǎng)。

近年來(lái)，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行繼續(xù)保持穩(wěn)定恢復(fù)態(tài)勢(shì)，同時(shí)，就業(yè)、物價(jià)總體穩(wěn)定，商品消費(fèi)保持增長(zhǎng)，其中居民消費(fèi)價(jià)格水平（CPI）在我國(guó)進(jìn)口總額中發(fā)揮著穩(wěn)定器的作用，CPI上漲可以近似認(rèn)為物價(jià)在上漲，若國(guó)內(nèi)物價(jià)上漲，企業(yè)生產(chǎn)成本將提高，導(dǎo)致出口產(chǎn)品價(jià)格升高，不利于出口，而進(jìn)口相對(duì)于之前會(huì)有優(yōu)勢(shì)，因此CPI的升高對(duì)我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口總額產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。

國(guó)民總收入的增加，以I表示，在某種程度上，對(duì)進(jìn)口帶來(lái)正向影響，對(duì)出口帶來(lái)負(fù)面影響。 在國(guó)際匯率不變的前提下，國(guó)民總收入的增加意味著提高居民手中的可支配收入有所提高，在供給不變的前提下，會(huì)提高商品的價(jià)格（非通貨膨脹），同樣會(huì)使生產(chǎn)產(chǎn)品工人的工資收入增加，從而提高生產(chǎn)商品的成本，使出口的成本增加，從而影響出口量，同時(shí)國(guó)民收入的增長(zhǎng)，也會(huì)帶來(lái)進(jìn)口和對(duì)外國(guó)產(chǎn)品需求的擴(kuò)大，從而促進(jìn)我國(guó)進(jìn)口總額的增長(zhǎng)。

此外還有一些影響進(jìn)口總額的因素，如居民的儲(chǔ)蓄額度，我國(guó)的外匯儲(chǔ)備，人口增長(zhǎng)率等等，由于一些因素可能無(wú)法量化，因此都將他們放入隨機(jī)誤差項(xiàng)（μ）中。

（三）模型設(shè)定

為了研究我國(guó)進(jìn)口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，匯率，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，以及國(guó)民總收入之間的關(guān)系，于是構(gòu)建如下的多元回歸模型。

Yt=β0+β1GDPt+β2Rt+β3CPIt+β4It+μt

由于使用的是2001年至2020年的數(shù)據(jù)，為時(shí)間序列型數(shù)據(jù)，因此各個(gè)變量都帶有下標(biāo)t，表示所處年份，β0為常數(shù)，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

二、模型的檢驗(yàn)

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

下表為通過(guò)EViews軟件得出的回歸結(jié)果。得到模型參數(shù)的估計(jì)值后首先進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。觀察下表各個(gè)參數(shù)的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），國(guó)民總收入（I）前的系數(shù)符號(hào)為正，匯率（R）前的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，與預(yù)期結(jié)果一致，但是國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）前的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，經(jīng)濟(jì)意義不合理，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)值是不是抽樣的偶然結(jié)果，需要運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)中的統(tǒng)計(jì)推斷方法對(duì)模型及參數(shù)的統(tǒng)計(jì)可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。由上表1可以得出，模型的R2=0.938788，說(shuō)明在Y的變異中約有94%可以自變量的變異所解釋?zhuān)瑪M合優(yōu)度較好。同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量的值為57.5124，在5%的顯著性水平下，自變量個(gè)數(shù)k=5，樣本量n=20，查找F分布表可得，F(xiàn)（5，14）=2.96<57.5124，同時(shí)F檢驗(yàn)的P值為0，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明方程顯著成立。

對(duì)于單個(gè)變量而言，自變量的t值的絕對(duì)值均較小，且對(duì)應(yīng)的P值較大，無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此需要對(duì)模型存在的問(wèn)題進(jìn)行解決。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)與修正

（一）多重共線性檢驗(yàn)與修正

可以通過(guò)兩種方法來(lái)看是否存在多重共線性。首先通過(guò)綜合分析法，應(yīng)用OLS法估計(jì)參數(shù)后，結(jié)果為表1所示，可以看出R^2與F值均較大，通過(guò)了方程的顯著性檢驗(yàn)，但單個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量的值普遍較小，未通過(guò)單個(gè)變量的顯著性檢驗(yàn)，且回歸參數(shù)估計(jì)值GDP的符號(hào)不合理，因此該模型可能存在較嚴(yán)重的多重共線性。

多重共線性的修正：

關(guān)于多重共線性的修正，可以通過(guò)Frisch修正法（逐步回歸法）解決。首先以CPI為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R^2=0.927040，并且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn);再將GDP作為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R2=0.879888;最后分別以I和R作為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R2分別為0.880457，0.716985。由于0.927040最大，因此將CPI為解釋變量的一元線性模型作為基礎(chǔ)模型。即Yt=β0+β1CPIt +μt

在此基礎(chǔ)上逐個(gè)增加其他解釋變量。最終得到的模型為：Yt=β0+β1Rt+β2 CPIt+μt，OLS回歸結(jié)果如下表2。

由表5可以看出， CPI前的系數(shù)為正，通過(guò)了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，同時(shí)t統(tǒng)計(jì)量的值為7.823815，在5%的顯著性水平下，樣本量n=20，查t分布表可得t（14）=2.145<7.82，同時(shí)對(duì)應(yīng)的P值為0<5%，拒絕原假設(shè)，通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。R的系數(shù)為負(fù)，符合其經(jīng)濟(jì)意義，同時(shí)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值為1.77839，在10%的顯著性水平下，樣本量n=20，查t分布表可得t（14）=1.761<1.78，同時(shí)對(duì)應(yīng)的P值為0.0932<10%，拒絕原假設(shè)，通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。最后得出回歸方程的結(jié)果為

Yt=-56581.56+384.3711CPIt+-91.80694Rt+et? ? ? ? ? ? ? （1）

（二）異方差檢驗(yàn)

首先可以利用圖示檢驗(yàn)法對(duì)異方差進(jìn)行檢驗(yàn)。下圖為對(duì)CPIt和Rt的散點(diǎn)圖，可以看出散點(diǎn)是雜亂無(wú)章的，因此未存在異方差。

進(jìn)一步利用EViews對(duì)模型（1）進(jìn)行懷特檢驗(yàn)得到，nR2=4.779494，在5%的顯著性水平下，樣本量n=20，查卡方分布表可得χ（5）=11.071>4.779494，同時(shí)P值=0.4434>0.05，未能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明模型不存在異方差。

（三）自相關(guān)檢驗(yàn)及修正

首先可以利用圖示檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)性的檢驗(yàn)，下圖為殘差et的趨勢(shì)圖，可以看出隨著時(shí)間的變化，殘差表現(xiàn)為連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)的情況，因此可以初步判定存在自相關(guān)性，且為正自相關(guān)性。

再利用DW檢驗(yàn)法，由表2模型修正后的回歸結(jié)果可知，模型的DW值=0.875255。在5%的顯著性水平下，樣本容量n=20，解釋變量個(gè)數(shù)k=2，查DW統(tǒng)計(jì)量分布的臨界值表，可得dl=1.1，du=1.537，DW

綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，建立的多元線性回歸模型存在1階自回歸形式的自相關(guān)性：μt=φμt-1+εt。（0<|φ|<1， εt～WN（0，σ2））

自相關(guān)性的修正：

為解決自相關(guān)性的問(wèn)題，可以采用廣義最小二乘法，即先通過(guò)轉(zhuǎn)換將有自相關(guān)性的模型轉(zhuǎn)換為無(wú)自相關(guān)性的模型，再進(jìn)行估計(jì)。最終模型為

Yt=-79683.88+406.8958CPIt+-78.18875Rt+et? ? ? ? ? ? ? （2）

式（2）的結(jié)果表明，在其他變量不變的條件下，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1單位，平均來(lái)看，商品進(jìn)口總額將增加406.9億元;人民幣匯率每升高1單位，平均來(lái)看，商品進(jìn)口總額將減少78.2億元。

四、結(jié)論與建議

本文通過(guò)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用我國(guó)2001年至2020年的宏觀數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)商品進(jìn)口額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，其結(jié)果表明：我國(guó)商品進(jìn)口總額受到多個(gè)因素的影響，主要有兩個(gè)：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），以及人民幣匯率。其中在其他變量不變時(shí)，CPI越高，商品進(jìn)口額也越高，二者呈正向關(guān)系;人民幣匯率越低，商品進(jìn)口額越高，二者呈負(fù)向關(guān)系。

根據(jù)以上實(shí)證分析結(jié)果， 對(duì)我國(guó)如何增加商品進(jìn)口額，發(fā)展對(duì)外貿(mào)易具有重要的政策啟示：

通過(guò)刺激消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需，從而帶動(dòng)進(jìn)口。刺激消費(fèi)的手段可以通過(guò)以下幾個(gè)方面：提高個(gè)人的可支配收入，如提高工資和待遇，降低個(gè)人所得稅等;和消費(fèi)對(duì)應(yīng)的是儲(chǔ)蓄，應(yīng)減少儲(chǔ)蓄，如降低存款利率，征收利息稅等。同時(shí)供給對(duì)消費(fèi)也有刺激作用，廠家要對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行深化、細(xì)化，積極開(kāi)發(fā)適銷(xiāo)對(duì)路的新產(chǎn)品，實(shí)行信用消費(fèi)。對(duì)購(gòu)買(mǎi)住房、汽車(chē)等需要花費(fèi)大量資金的商品以及一些耐用消費(fèi)品，可以采用分期付款，或者提供貸款。最后也是基本的就是對(duì)人們的消費(fèi)提供各種便利，保證安全。

通過(guò)調(diào)整匯率帶動(dòng)進(jìn)口。匯率的波動(dòng)會(huì)引起商品價(jià)格的波動(dòng)，從而影響市場(chǎng)對(duì)產(chǎn)品的需求，影響國(guó)際貿(mào)易。匯率的降低意味著人民幣的升值，人民幣的升值能夠提高居民的購(gòu)買(mǎi)能力和意愿，使居民用同等數(shù)量的人民幣購(gòu)買(mǎi)更多國(guó)外的東西，從而促進(jìn)我國(guó)進(jìn)口總額的增長(zhǎng)。

（作者單位：1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，2.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與大數(shù)據(jù)學(xué)院）