袁　明，董曉文，周麗暉

（華北理工大學(xué)，河北　唐山　063009）

基于線性回歸模型的中國進(jìn)出口總額的影響因素分析

袁明，董曉文，周麗暉

（華北理工大學(xué)，河北唐山063009）

為了研究中國進(jìn)出口總額的影響因素，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資額、人民幣匯率、關(guān)稅收入四個變量1998年到2014年的數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，分析各種因素對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，最后對這四個因素與進(jìn)出口總額之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

進(jìn)出口貿(mào)易；自相關(guān)性；線性回歸

自改革開放以來，我國對外貿(mào)易不斷發(fā)展，已經(jīng)從較低水平發(fā)展到較高水平。加入WTO更給我國提供了較多競爭的機(jī)會，我國儼然成為貿(mào)易大國。同時我國進(jìn)出口總值占GDP的比重不斷增加，對外貿(mào)易對我國的經(jīng)濟(jì)的作用越來越大。但是對外貿(mào)易的發(fā)展依然存在諸多問題。針對存在的問題，國內(nèi)學(xué)者對匯率、國民生產(chǎn)總值、服務(wù)業(yè)比重等影響因素進(jìn)行分析。本文通過運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對四個影響因素分析，然后進(jìn)行實證研究，最后進(jìn)行模型的驗證，提出相應(yīng)建議提高我國的對外貿(mào)易額度。

一、各種因素對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)理

1、國內(nèi)生產(chǎn)總值X1

隨著GDP的逐年增高，我國的進(jìn)出口貿(mào)易總額也不斷增加，因此GDP是衡量進(jìn)出口貿(mào)易的一個重要因素。

2、外商直接投資額X2

從外貿(mào)結(jié)構(gòu)來分析，我國進(jìn)出口額增量的60%以上是由外商投資企業(yè)實現(xiàn)的。外資向制造業(yè)集中，使得中國制造業(yè)日益融入全球生產(chǎn)和營銷的分工階段，成為世界貿(mào)易鏈條中的重要一環(huán)。可以說，只要外商繼續(xù)向中國制造業(yè)投資趨勢不變，進(jìn)出口就將維持高速增長態(tài)勢，一旦由于某些原因撤資，這種態(tài)勢就會馬上降下來。所以，外商直接投資成為外貿(mào)高速增長的一個重要變量。

3、人民幣匯率X3

我國長期實行人民幣跟定美元的有管制浮動匯率制度，不能自由進(jìn)行外匯交易，在每一筆進(jìn)出口貿(mào)易后，廠商都要計算自己的換匯成本，并以之與當(dāng)期外匯匯率作比較，以確定其外貿(mào)行為是否合理。雖然我國匯率波動的幅度一直都不是很大，發(fā)展比較平穩(wěn)，但還是將其作為一項因素引進(jìn)。

4、關(guān)稅收入X4

進(jìn)口關(guān)稅稅率是調(diào)節(jié)進(jìn)口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)的重要手段，較高稅率一般情況下會導(dǎo)致進(jìn)口數(shù)量的減少。

二、模型的建立

用Eviews軟件回歸法建立線性模型，如圖1。選取進(jìn)出口貿(mào)易額（Y）作為被解釋變量，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資、人民幣匯率、關(guān)稅收入四組數(shù)據(jù)作為解釋變量構(gòu)建模型，則：Y=f（x1，x2，x3，x4）。

圖1　回歸模型圖

將模型設(shè)定為下列模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+滋

其中，β0是常數(shù)項，β0，β1，β2，β3，β4是各影響因素的彈性系數(shù)，滋是隨機(jī)誤差項，Yi代表影響進(jìn)出口貿(mào)易總額的其他因素。

三、實證分析

1、數(shù)據(jù)的收集

通過查閱中國國家統(tǒng)計局的相關(guān)資料，收集到了2000年到2014年的貿(mào)易進(jìn)出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資額、人民幣匯率、關(guān)稅收入等數(shù)據(jù)，分析整理所收集到的數(shù)據(jù)，進(jìn)行模型的求解。

2、模型的求解——OLS估計

根據(jù)調(diào)查的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，得到模型的估計結(jié)果為：

Yi=-41526.51+0.041053X1+20.514X2+3690.382X3+ 4.366487X4

（24073.86）（0.014805）（8.442827）（2561.274）（2.767184）

t=（-1.724963）（2.772878）（2.429754）（1.440839）（1.577953）

R2=0.990517R2=0.987356F=313.3626n=17

四、模型檢驗及建立

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗

模型估計結(jié)果說明，在其他變量不變的情況下，當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1億元，平均來說貿(mào)易進(jìn)出口總額會增長0.041053億美元；在假定其他條件不變的情況下，外商直接投資額每增加1億美元，平均來說貿(mào)易進(jìn)出口總額會增長20.514億美元；在假定其他條件不變的情況下，人民幣匯率每增加1%，平均來說貿(mào)易進(jìn)出口總額會增長3690.382億美元；在假定其他條件不變的情況下，關(guān)稅收入每增加1億元，平均來說貿(mào)易進(jìn)出口總額會增長4.366487億美元。除匯率影響外，其余和經(jīng)驗判斷相一致，匯率因素可能與其他因素存在多重共線性。

2、統(tǒng)計檢驗

（1）擬合優(yōu)度。由整理的數(shù)據(jù)可得到R2=0.990517，修正的可決系數(shù)為R2=0.987356，這說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F檢驗。針對H0：β1=β2=β3=β4=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中可查出自由度為K-1=4和n-K=12的臨界值F0.05（4，12）=3.36。而F=313.3626>F0.05（4，12）= 3.36，所以應(yīng)拒絕假設(shè)H0：β1=β2=β3=β4=0，說明方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資額、人民幣匯率、關(guān)稅收入等變量聯(lián)合起來確實對貿(mào)易進(jìn)出口總額有顯著影響。

3、評價因素自相關(guān)檢驗及模型建立

該回歸方程的可絕系數(shù)很高，回歸系數(shù)顯著。對于樣本為17，一個解釋變量的模型、顯著性水平α=0.05時，查DW統(tǒng)計表可知dL=1.133，dD=1.381，回歸模型中的DW

圖2　殘差圖

從圖2中可看出殘差的變動有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正或連續(xù)為負(fù)，表明殘差項存在一階正相關(guān)，模型中T統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結(jié)論不可信，需采取補救措施。

通過使用Eviews可得到回歸方程結(jié)果如下：

et=0.182523et-1

由上式可知籽=0.182523。

對于原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

Yt-0.182523=β1（1-0.182523）+β2（X-0.182523Xt-1）+諄t

對其進(jìn)行廣義差分方程回歸，結(jié)果如下：

Se=（919.6150）（0.003191）

t=（-0.803116）（23.02925）

R2=0.974281；R2=0.972444；F=530.3465；DW=1.166885

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個，為16個。在顯著性水平α=0.05時，查DW統(tǒng)計表可知dL= 1.106，du=1.137，而回歸模型中的DW=1.166885>du，說明在顯著性水平α=0.05下，廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時可決系數(shù)R2、t、F統(tǒng)計量也均達(dá)到理想和水平。

由差分方程，有：

β1=-728.5576/（1-0.182523）=-829.227

由此本文得到最終的中國進(jìn)出口總額消費模型為：

Yt=-829.227+0.073483Xt

由上述模型可知，中國的進(jìn)出口總額的邊際收益為0.073483，即中國國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，平均來說進(jìn)出口總額將增加0.073483億美元。

五、結(jié)論

本文通過對2000年到2014年的貿(mào)易進(jìn)出口相關(guān)數(shù)據(jù)的分析，建立了貿(mào)易進(jìn)出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資額、人民幣匯率、關(guān)稅收入四個因素的回歸方程，并對方程的多重共線性、異方差性以及自相關(guān)等內(nèi)容進(jìn)行分析說明，得出最后的中國貿(mào)易進(jìn)出口總額消費模型。

六、建議

針對本文對我國進(jìn)出口總額影響因素的分析，提出相應(yīng)建議：一是我國應(yīng)加大力度引進(jìn)外資，采取對外經(jīng)濟(jì)合作，盡量減少外商的直接投資，帶動我國國際貿(mào)易的發(fā)展；二是加入WTO對我國產(chǎn)生了較大的積極影響，帶動了外貿(mào)的發(fā)展，拉動了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)，因此，國家應(yīng)該加大鼓勵力度，全方位支持國際間的經(jīng)濟(jì)合作。

[1]吳長鳳、鞏馥洲、周宏：影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的宏觀經(jīng)濟(jì)因素分析[J].統(tǒng)計研究，2000（5）.

[2]趙大平：人民幣匯率變動的價格傳遞及其對中國貿(mào)易收支影響的理論和實證研究[D].復(fù)旦大學(xué)，2006.

[3]文爭為：人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口價格傳遞效應(yīng)研究[D].重慶大學(xué)，2012.

[4]黃文濤：中國進(jìn)出口商品價格關(guān)系及對中國經(jīng)濟(jì)的影響研究[D].武漢大學(xué)，2012.

[5]許昌平：中國內(nèi)地和香港進(jìn)出口貿(mào)易影響因素研究[D].江西財經(jīng)大學(xué)，2011.

[6]趙慶余、張庚淼、許紹李：影響進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)因素的層次分析[J].西安交通大學(xué)學(xué)報，1994（3）.

[7]黃曉玲：試析影響進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)諸因素[J].對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，1990（2）.

[8]趙欣欣、鞠成曉：影響中國外貿(mào)進(jìn)出口因素的實證分析[J].統(tǒng)計與信息論壇，2003（4）.

（責(zé)任編輯：劉冰冰）