符蕾

本文將結(jié)合國際貿(mào)易理論基礎(chǔ)、借鑒現(xiàn)有的進(jìn)口貿(mào)易額影響因素模型，對進(jìn)口額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。通過建立多元線性回歸模型，采用1984年至2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從而得出有效擴(kuò)大進(jìn)口的相關(guān)對策和建議，以發(fā)揮進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用。

進(jìn)口額影響因素易順差多元線性回歸

一、理論陳述及借鑒

在國際貿(mào)易理論發(fā)展的早期，諸多國外的經(jīng)濟(jì)學(xué)家從不同國的家生產(chǎn)成本差異的角度來對進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)生進(jìn)行了解釋。亞當(dāng)·斯密最早提出了“絕對優(yōu)勢理論”，他認(rèn)為，國際貿(mào)易產(chǎn)生的主要原因來自于因地域、自然條件不同而形成的商品成本的絕對差異。大衛(wèi)·李嘉圖繼承發(fā)展了絕對優(yōu)勢理論，提出“比較優(yōu)勢貿(mào)易理論”。在此基礎(chǔ)上，赫克歇爾和俄林進(jìn)一步提出了“要素稟賦論”，根據(jù)該理論，一國進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)生是因?yàn)槠湟胤A賦存在差異性，并且導(dǎo)致同種產(chǎn)品在國際上具有不同價(jià)格。20世紀(jì)60年代末期，日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清在研究了當(dāng)時(shí)日本對外直接投資的發(fā)展后，提出了“對外直接投資互補(bǔ)”理論，他認(rèn)為對外直接投資與對外貿(mào)易之間存在相互補(bǔ)充、相互促進(jìn)的關(guān)系。

國內(nèi)的不同學(xué)者陸續(xù)對中國進(jìn)口貿(mào)易影響因素的相關(guān)實(shí)證研究，結(jié)論各異。韓德光（2001）通過選取國民收入和匯率作為影響因素，發(fā)現(xiàn)國民收入是影響進(jìn)口額的最主要的因素之一，而匯率對進(jìn)口額的影響較為微弱。許和連，賴明勇（2002）選取了總消費(fèi)支出、出口額、人均GDP、關(guān)稅稅率、外商直接投資、外匯儲(chǔ)備等10個(gè)變量進(jìn)行分析，得出結(jié)論：稅率與進(jìn)口貿(mào)易之間表現(xiàn)出一種負(fù)向關(guān)系，對進(jìn)口貿(mào)易影響較明顯；其他的變量與進(jìn)口貿(mào)易之間均表現(xiàn)出正向關(guān)系，其中出口額與匯率影響最為明顯。李蓬勃（2009）通過研究認(rèn)為，進(jìn)口的增長與GDP、CPI、匯率密切相關(guān)。李曉琳（2015）認(rèn)為中國商品的進(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。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

本文結(jié)合上述貿(mào)易理論以及現(xiàn)有學(xué)者的研究成果，并考慮數(shù)據(jù)的可獲取性，選取選取如下4個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)作為被解釋變量進(jìn)口額Y（人民幣/億元）的解釋變量：

X1：國內(nèi)生產(chǎn)總值（人民幣/億元），代表我國的經(jīng)濟(jì)增長，反映我國國民收入水平與購買能力；

X2：實(shí)際利用外商直接投資金額（萬美元），以表示我國的外商直接投資；

X3：人民幣對美元匯率（直接標(biāo)價(jià)法，美元=100），以人民幣對美元匯率來代表匯率水平是因?yàn)橹袊趯ν饨?jīng)濟(jì)交往中最常使用美元，大部分貨幣均與美元掛鉤；

X4：出口總額（人民幣/億元），出口一方面通過增加國內(nèi)消費(fèi)和投資需求從而間接造成進(jìn)口需求的增加，另一方面造成中間產(chǎn)品需求的增加而促進(jìn)進(jìn)口。

模型參數(shù)估計(jì)的樣本數(shù)據(jù)為1984年至2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。

利用EViews軟件，繪出被解釋變量與各解釋變量之間的散點(diǎn)圖（圖1）。

觀察發(fā)現(xiàn)，被解釋變量與各解釋變量之間存在線性關(guān)系，可建立多元線性回歸模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ

其中，βj為待估計(jì)的偏回歸系數(shù)，在其他解釋變量保持不變的情況下，Xj每變化一個(gè)單位時(shí)，對Y造成影響為βj；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、模型的參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用EViews軟件，用普通最小二乘法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得出參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

Y=1828.657+0.020688X1+0.000970X2-5.065667X3+ 0.707424X4

t=（0.767）（1.22）（1.119）（-0.927）（12.369）

R2=0.996290=0.995720F=1745.637DW=0.856457

四、模型的檢驗(yàn)與修正

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果說明，假設(shè)其他變量不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）每增加一個(gè)單位，進(jìn)口額平均增加0.020688；外商直接投資（X2）的估計(jì)回歸系數(shù)為正，說明外商投資對進(jìn)口之間有正向關(guān)系；匯率（X3）系數(shù)為負(fù)，表明人民幣貶值導(dǎo)致進(jìn)口減少；出口額（X4）系數(shù)為正，表示出口額對進(jìn)口有促進(jìn)作用。以上皆符合經(jīng)濟(jì)理論以及先前預(yù)期，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

在多元線性回歸模型中用可決系數(shù)R2來衡量樣本回歸線對樣本觀測值的擬合程度。R2的值越接近1，說明擬合程度越好。本模型決定系數(shù)R2=0.996290，可見其擬合優(yōu)度較好。

2.方程顯著性的F檢驗(yàn)

為對模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系在總體上是否顯著成立作出判斷，進(jìn)行F檢驗(yàn)：統(tǒng)計(jì)量F=1745.637，給定顯著性水平α=0.05，且n=31， k=4，查表得F0.05（4， 26）=2.74<1745.637，說明回歸方程總體顯著成立。

3.變量顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）

在顯著性水平α=0.05，n=31，k=4時(shí)，查表得，t統(tǒng)計(jì)量的臨界值為tα/2（n-k-1） =t0.025（26）=2.056。根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果，t1=1.22， t2=1.119， t3=-0.927， t4=12.369，除了變量X4的t值遠(yuǎn)高于臨界值，其他三個(gè)都未通過變量的顯著性檢驗(yàn)。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1.多重共線性檢驗(yàn)及補(bǔ)救

三個(gè)變量未能通過t檢驗(yàn)，猜測可能存在嚴(yán)重的多重共線性。所以用簡單相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)多重共線性是否存在。用Eviews算出各變量之間的相關(guān)系數(shù)后，發(fā)現(xiàn)X1， X2與X4之間確實(shí)存在高度相關(guān)性。

遂采用逐步回歸法，解決多重共線性問題。先分別作Y與X1， X2， X3， X4的一元回歸，無論是從R2還是的結(jié)果來看，均為X4>X1>X2>X3，所以以X4作為基礎(chǔ)，依次逐步引入其他變量，以尋找最佳回歸方程。具體逐步回歸過程及參數(shù)如下表：

當(dāng)引入X1時(shí)，模型的擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號合理，且變量都通過了t檢驗(yàn)。繼續(xù)引入X2，可決系數(shù)雖然提高，但調(diào)整后的可決系數(shù)略微降低，且變量X2未通過t檢驗(yàn)。去除X2，引入X3，調(diào)整后的R2降低，同時(shí)變量X3未通過t檢驗(yàn)，且參數(shù)符號為正，與經(jīng)濟(jì)意義不符。

逐步回歸的步驟表明，X2與X3是多余的。遂剔除這兩個(gè)變量，進(jìn)口額模型應(yīng)當(dāng)以Y=f（X1， X4）為最優(yōu)，表達(dá)式為：Y=200.3776+0.032243X1+0.732915X4

2.序列相關(guān)性檢驗(yàn)及補(bǔ)救

在采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)作樣本時(shí)，由于在不同樣本點(diǎn)上解釋變量以外的其他因素在時(shí)間上的連續(xù)性，帶來它們對被解釋變量影響的連續(xù)性，所以往往會(huì)存在序列相關(guān)性。因此，在消除了多重共線性影響后要進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，這里采用D.W.檢驗(yàn)法。

給定α=0.05，樣本容量n=31，變量個(gè)數(shù)k=2時(shí)，查表得，D.W.檢驗(yàn)的上下界為dL=1.36，dU=1.50；軟件運(yùn)算得到模型的DW值=0.874427< dL=1.36，說明模型存在正自相關(guān)。在EViews中用廣義差分法對其進(jìn)行修正，經(jīng)處理后，DW=2.183572，查表得，dL=1.33， dU=1.48；dU=1.48

五、研究結(jié)論

（一）結(jié)果分析

在消除多重共線性與序列相關(guān)性的影響后，最終，模型的回歸方程為：

Y=313.8142+0.011002X1+0.811823X4

由該回歸方程可知，出口額（X4）對進(jìn)口額具有最為顯著性的影響，當(dāng)出口總額增加一個(gè)單位時(shí)，進(jìn)口額平均增長0.811823個(gè)單位；相對而言國內(nèi)生產(chǎn)總值（X5）對進(jìn)口額雖有影響，但程度相對較小，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值增加一個(gè)單位時(shí)，進(jìn)口額平均增長0.011002個(gè)單位。

在用研究的過程中，由于多重共線性的存在，將初始假定模型中外商直接投資與匯率水平這兩個(gè)因素剔除掉了。這可能說明，即便在理論上這兩個(gè)因素對進(jìn)口額有影響，但實(shí)際中的影響其實(shí)是不顯著的。筆者對其原因作出如下解釋和猜測：外商投資對我國商品進(jìn)口的影響是兩方面的。一方面，外商在中國的直接投資使我國商品進(jìn)口增加；而另一方面，外商在我國投資，生產(chǎn)的產(chǎn)品在國內(nèi)銷售，對進(jìn)口商品又有一定的替代作用。在這種雙重作用下，外商直接投資對進(jìn)口的影響是不明顯的。在理論上匯率水平是影響進(jìn)出口貿(mào)易的一個(gè)重大因素，但是由于近年來世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較為穩(wěn)定，匯率的變化其實(shí)是非常小的，所以對于近年來進(jìn)口貿(mào)易的影響也不大。

（二）模型的不足

對于進(jìn)口貿(mào)易的可能的影響因素眾多，而又鑒于數(shù)據(jù)獲取的難度和樣本數(shù)量的問題，一些因素沒有加以考慮，如關(guān)稅、國內(nèi)生產(chǎn)成本、居民消費(fèi)指數(shù)等等。這可能導(dǎo)致模型的可靠性降低，與實(shí)際產(chǎn)生差距。另外，由于筆者有限計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識水平，模型的建立與參數(shù)估計(jì)方法局限于線性回歸和普通最小二乘法。使用其他方法可能可以獲得擬合更優(yōu)的模型。

六、政策建議

在本文所得出進(jìn)口影響因素的模型以及現(xiàn)實(shí)情況的基礎(chǔ)上，提出以下擴(kuò)大進(jìn)口的政策建議：

首先，要合理發(fā)展我國國民經(jīng)濟(jì)，不斷提升國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力和綜合實(shí)力。關(guān)注國民收入分配體系的改革，逐步提高企業(yè)和個(gè)人財(cái)富的分配比例，這有助于擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)進(jìn)口。在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“新常態(tài)”下，突破經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸就是要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。其重點(diǎn)在于進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，形成以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導(dǎo)，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局。

其次，要堅(jiān)持進(jìn)口與出口并重，進(jìn)出口兩個(gè)市場“一體化”發(fā)展。進(jìn)口與出口猶如國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“左右手”，必須堅(jiān)持二者的協(xié)調(diào)有序發(fā)展。不可只重視出口，而輕視進(jìn)口的作用，應(yīng)讓在保證出口發(fā)揮對經(jīng)濟(jì)效益增長的前提下，以出口促進(jìn)帶動(dòng)進(jìn)口，以進(jìn)一步減小貿(mào)易順差帶來的弊端。

最后，要轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易發(fā)展方式，由數(shù)量擴(kuò)張向質(zhì)量效益轉(zhuǎn)變。改變長期以來中國對外貿(mào)易發(fā)展更多注重?cái)?shù)量擴(kuò)張，競爭力主要依靠勞動(dòng)力、資源能源等生產(chǎn)要素的舊模式。出口方面，應(yīng)以國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級為基礎(chǔ)，不斷調(diào)整和優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。抵制一些不良出口貿(mào)易，提高自主知識產(chǎn)權(quán)、自主品牌、自主營銷渠道和高技術(shù)含量、高附加值、高效益的產(chǎn)品的比重；要更多地通過低碳、節(jié)能、環(huán)保等綠色技術(shù)和手段，支持出口產(chǎn)業(yè)向高端發(fā)展。在進(jìn)口方面，選擇有利于本地企業(yè)成長和發(fā)展的進(jìn)口技術(shù)、商品結(jié)構(gòu)；要在保持與現(xiàn)有貿(mào)易伙伴良好關(guān)系的同時(shí)要注意拓展新的進(jìn)口市場，不能將進(jìn)口市場局限于一定范圍，實(shí)行戰(zhàn)略資源進(jìn)口多元化。

參考文獻(xiàn)：

[1]胡涵鈞.新編國際貿(mào)易[M].上海：復(fù)旦大學(xué)出版社， 2000.

[2]韓德光.中國對外貿(mào)易中影響進(jìn)口額的因素分析[J].北方經(jīng)貿(mào)， 2001（12）： 48-50.

[3]許和連，賴明勇.中國進(jìn)口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析[J].湖南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2002，16（5）： 37-40.

[4]李蓬勃.中國進(jìn)口影響因素實(shí)證研究[J].合作經(jīng)濟(jì)與科技， 2009（2）： 88-89.

[5]李曉琳.基于計(jì)量模型的中國進(jìn)口額影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)視野， 2015（3）： 271-274.

[6]李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）[M].北京：高等教育出版社， 2010.

[7]樣本數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局http：//data.stats.gov.cn/.