黃婷

摘 要 近些年中國對外貿(mào)易中的進(jìn)口額大幅上升，拉動了中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)商品出口額對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長也產(chǎn)生一定的影響。。如果對對外貿(mào)易發(fā)展不加以控制，則會出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡的狀況，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展陷入停滯。因此對于中國進(jìn)口額影響因素的分析有著深刻的現(xiàn)實(shí)意義，不僅有利于我國政府經(jīng)濟(jì)政策的制定，更有利于實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

關(guān)鍵詞 實(shí)證分析；多元回歸；進(jìn)口額

一、樣本選取及研究方法

選取我國1995-2014年進(jìn)口總額（IMPORT）數(shù)據(jù)，并將人民幣兌美元匯率（USD/CNH）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）設(shè)定為解釋變量，通過R軟件建立計(jì)量模型，得出國內(nèi)生產(chǎn)總值是影響中國進(jìn)口額的最主要因素。

二、變量選擇與模型建立

自變量：USD/CNH：人民幣對美元匯率（美元=100）（元）、GDP：國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、CPI：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）

因變量：IMPORT：進(jìn)口總額（人民幣）（億元）

在計(jì)算中所實(shí)際采用的樣本數(shù)據(jù)為1995年到2014年間的年度數(shù)據(jù)，理論上一般回歸模型為：log（IMPORT）=β0+β1log（USD/CNH）+β2 log（GDP） +β3log（CPI） +μi

三、實(shí)證過程及分析

匯率（USD/CNH）β1<0，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）β2>0，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）β3>0

采用log形式進(jìn)行建立三因素模型如下：

log（IMPORT）=β0+β1log（USD/ CNH）+β2log（GDP）+β3log（CPI）+μi

根據(jù)R軟件顯示，該模型的SSR=0.05449，修正R^2=0.9964，可見，該模型有非常高的擬合優(yōu)度，而且F統(tǒng)計(jì)量為1735，也是極為顯著地。進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH系數(shù)為4.9172，為正，與前面所進(jìn)行一元線性回歸負(fù)相關(guān)相悖，而且從經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中也說明了兩者應(yīng)為負(fù)相關(guān)，所以，這說明模型可能存在多重共線性，因此需要進(jìn)行模型的多重共線性檢驗(yàn)。

（一）多重共線性檢驗(yàn)

1.由第（1）步簡單線性回歸散點(diǎn)圖知，進(jìn)口額IMPORT與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP擬合最好，因此以此作為基本方程

2.加入變量人民幣兌美元匯率USD/CNH后，再回歸

進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH本應(yīng)負(fù)相關(guān)，而上述回歸結(jié)果顯示log（USD.CNH）系數(shù)為4.06031，為顯著正相關(guān)，與經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)相悖，說明USD.CNH、GDP存在嚴(yán)重的多重共線性關(guān)系，理論上應(yīng)予以篩除其一，下面繼續(xù)檢驗(yàn)應(yīng)篩選哪個自變量最優(yōu)。

3.對進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH擬合回歸

進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH簡單回歸R^2=0.7086，明顯小于進(jìn)口額IMPORT與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP簡單回歸R^2=0.9492，而且其擬合的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤明顯高于后者，所以選擇去掉自變量人民幣兌美元匯率USD/CNH。

4.加入居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI，對進(jìn)口額IMPORT與國民生產(chǎn)總值GDP與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI擬合回歸

此時(shí)，加入變量CPI后，模型R^2由原來的0.9492增加到了0.9505，增加并不明顯，卻使GDP 的P值由原來的4.26*10^（-13）增加到1.71*10（-12），而且此回歸方程中雖然R^2很大，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也很顯著，但CPI的統(tǒng)計(jì)值并不顯著（其P值為0.517），因此，為了的到最優(yōu)回歸方程，我們選擇去掉自變量CPI。

（二）序列相關(guān)性檢驗(yàn)

1.DW檢驗(yàn)

DW=0.33697，p值顯著小于0.05，存在正相關(guān)性

（三）異方差檢驗(yàn)

1.殘差正態(tài)性檢驗(yàn)

P值為0.2182顯著大于0.05，不能拒絕原假設(shè)：模型的殘差服從正態(tài)分布。也即殘差正態(tài)性檢驗(yàn)通過。

2.作標(biāo)準(zhǔn)化殘差圖

由散點(diǎn)圖作初步判斷，可見散點(diǎn)較均勻的分布在y.ret=0附近，在-1.5—1.5間來回震蕩，初步判斷不存在異方差性。

3.bp異方差檢驗(yàn)

由p-value = 0.8865>0.05，P值較大，則不能拒絕原假設(shè)：即同方差性假設(shè)。下面用最小二乘法看看能否優(yōu)化。

P值為0.8865，與之前一樣，也就是說，模型不可再優(yōu)化以達(dá)到更大的顯著性不能拒絕原假設(shè)：同方差假設(shè)。

四、結(jié)論

中國商品的進(jìn)口額受到很多因素的影響，其中最主要的影響因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。

國內(nèi)生產(chǎn)總值對進(jìn)口額具有顯著性影響，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值增加一個百分點(diǎn)時(shí)，進(jìn)口額平均增長1.14234個百分點(diǎn)。這表明經(jīng)濟(jì)總量的增長對我國進(jìn)口貿(mào)易起到了很大的促進(jìn)作用。事實(shí)上，在長期來看，生產(chǎn)率的提高和要素供給的增加會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，這一觀點(diǎn)是符合經(jīng)濟(jì)增長理論的，要提高生產(chǎn)率，必然會涉及到產(chǎn)業(yè)調(diào)整，規(guī)模經(jīng)濟(jì)，技術(shù)引進(jìn)等問題，這些都必然與對外進(jìn)口有關(guān)。因此，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，即經(jīng)濟(jì)總量的增加，在一般情況下，會導(dǎo)致我國進(jìn)口額的提高，這也是我們小組所建模型力圖說明的經(jīng)濟(jì)問題。

參考文獻(xiàn)：

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[2]原博.中國進(jìn)口總額影響因素分析

[3]何澤.影響中國進(jìn)口總額的因素分析