文靜

（四川農業(yè)大學，成都611130）

1 引言

長期以來，在研究國際貿易對經濟發(fā)展的影響作用時，人們將焦點更多地放在出口或貿易順差上，似乎只有出口才對經濟增長有促進作用。但是，隨著進口貿易規(guī)模不斷擴大和進口產品結構不斷優(yōu)化，進口在一國經濟發(fā)展中的作用更加凸顯。據統(tǒng)計，中國進口總額從1997 年的1.18 萬億元升至2016年10.5 萬億元，目前已成為全球第二大進口國，外貿依存度也大幅提升[1]。進口在中國經濟增長中的地位越來越重要，因此，研究進口增長的原因和進口貿易的影響作用對于我國來說具有重大的現(xiàn)實意義。

2 理論綜述

H-O 理論表明一個國家進口和出口量主要是由一個國家的要素稟賦決定的，一國出口密集使用其豐富要素的產品，進口密集使用其稀缺要素的產品。一個國家的絕對優(yōu)勢和相對優(yōu)勢也是決定一個國家進出口狀況的決定性因素。本文根據該理論以及現(xiàn)有研究，選取了5 個進口總額的影響因素，對其進行了分析研究。

3 數(shù)據來源與描述性分析

3.1 數(shù)據來源

依據經濟學原理，對外貿易受國內生產總值、城鄉(xiāng)居民儲蓄、匯率、外匯儲備、居民消費價格指數(shù)等多種因素的影響。本文以1997—2016 年這20 年間的數(shù)據為例，數(shù)據來源各年份中國統(tǒng)計年鑒。

3.2 描述性分析

如圖1 所示，1997—2016 年以來我國進口金額總體呈現(xiàn)上升趨勢。1997—2002 年，處于緩慢上升時期；2002—2008 年處于穩(wěn)步上升時期；2009 年由于受2008 年全球金融危機的爆發(fā)，中國的進口量急劇下降；2009—2011 年再次處于飛速上升期；2011—2014 年緩慢上升；2014 年后，由于進口價格下降、內需疲軟、外需乏力，進口量又有所下降。

圖1 1997—2016 年份我國進口額數(shù)據來源：中國統(tǒng)計年鑒

4 實證分析

4.1 影響因素的分析

4.1.1 國內生產總值GDP

國內生產總值是是指一個國家(或地區(qū))所有常駐單位在一定時期內生產的全部最終產品和服務價值的總和。只有GDP 到了一定水平，居民才有足夠的資金購買國外產品。本文選擇GDP 作為解釋變量X1，預期判斷進口總額與GDP 呈正相關，GDP 增加，進口總額也會增加，反之亦然。

4.1.2 城鄉(xiāng)居民儲蓄

城鄉(xiāng)居民儲蓄是另一個影響進口量的主要因素，一個國家城鄉(xiāng)居民只有有足夠的儲蓄才能夠有資金購買國外產品。選擇城鄉(xiāng)居民儲蓄作為解釋變量X2，預期判斷城鄉(xiāng)居民儲蓄與進口總額呈正相關。

4.1.3 匯率

匯率是指一國貨幣與另一國貨幣的比率或比價[2]。由于美元最具代表性，所以用人民幣與美元之間的匯率作為研究對象。選擇匯率作為解釋變量X3，預期判斷匯率與進口總額呈正相關。由于匯率相對其他數(shù)據太小，所以本文將匯率放大100倍使用。

4.1.4 外匯儲備量

外匯儲備量是一國（或地區(qū)）貨幣當局持有的、以外幣表示的債權。外匯儲備量從購買力水平影響進口量，一個國家只有有足夠的外匯才能夠有資金購買國外產品。選擇外匯儲備量作為解釋變量X4，預期判斷外匯儲備量與進口總額呈正相關，外匯儲備量越高，進口量就會越高。

4.1.5 居民消費價格指數(shù)CPI

居民消費價格指數(shù)，是一個反映居民家庭一般所購買的消費品和服務項目價格水平變動情況的宏觀經濟指標。國內居民消費價格指數(shù)的增減會導致居民消費的國內外傾向發(fā)生變化，影響進口總額的增減。選擇居民消費價格指數(shù)作為解釋變量X5，預期判斷居民消費價格指數(shù)與進口總額呈正相關。

4.1.6 其他因素

此外還有很多影響進口量的因素，如反傾銷率、國外的商品價格指數(shù)等，由于這些因素有些對進口量的影響不是很顯著，或者是數(shù)據收集比較困難，要把它們作為被解釋變量建立模型比較困難，所以歸為其他因素，本文用隨機擾動項來表示。

4.2 模型設定

4.3 實證分析

4.3.1 ADF 檢驗

對于時間序列而言，進行平穩(wěn)性檢驗是必然的，若變量不服從平穩(wěn)過程，那么其回歸可能導致偽回歸結果[3]，本文采用ADF 檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗，一階差分后的變量都是平穩(wěn)序列，可進行回歸分析。

4.3.2 回歸分析

采用最小二乘法，利用Eviews 軟件對該模型進行回歸及多重共線性檢驗，得出特征值多個接近于0，說明該模型變量之間存在多重共線性。由于X2對進口總額Y 沒有顯著性影響，因此剔除X2城鄉(xiāng)居民儲蓄這個變量得到新方程，并再次進行回歸，結果如下：Y=-147471.511+0.646*X1+0.184259*X3+2.328*X4+0.60263*X5（2）

（-147471.511）（0.646）（184.259）（2.328）（1.426）

t=（-2.663）（8.122）（2.795）（4.290）（3.343）

其中，R2=0.994，F(xiàn)=578.019，n=20。

給定顯著性水平為0.05，由R2與修正的R2均接近于1，可決系數(shù)高，數(shù)據擬合優(yōu)度非常好，具有較高顯著性。由t 檢驗結果可知，變量X1、X3、X4、X5對進口總額Y 有顯著性影響?？紤]該模型是否可能存在多重共線性，對該模型進行計量經濟檢驗，得出各特征值沒有明顯接近1，方差比例的各值都接近0，說明變量之間不存在多重共線性，模型合理，即最終模型方程為：Y=-147471.511+0.646*X1+0.184259*X3+2.328*X4+0.60263*X5（3）

5 結論

通過對模型的分析不難發(fā)現(xiàn)，中國商品進口量受多種因素影響，其中主要因素是國內生產總值GDP、居民消費價格指數(shù)、匯率，因此想要促進我國進口的發(fā)展，我國政府應實施積極的財政政策，保持國民經濟穩(wěn)步快速增長，穩(wěn)定國內物價水平，加快推進我國匯率改革。從圖1 也可看出，我國近幾年進口額增長緩慢，且進口金額一直低于相應年份的出口金額，這可能與我國鼓勵出口政策有關系。我國將重心放在出口額上，不能一味地出口而忽略了進口，因此，我國的政策應適當做些調整，減小貿易順差帶來的弊端，在繼續(xù)保持出口增長速度的同時適當提高進口額的比率，將進出口發(fā)展平衡戰(zhàn)略提到日程上來，適當?shù)卦黾舆M口，促進我國經濟增長，使我國在外貿中不斷前進并立于不敗之地。