(鄭州大學(xué)商學(xué)院 河南 鄭州 450000)

一、緒論

(一)研究背景、對象及意義

進(jìn)入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)全球化加速明顯，新興經(jīng)濟(jì)體對世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率逐漸增長。與此同時，中國在改革開放40年來在經(jīng)濟(jì)方面取得的成就備受世界矚目，對外開放程度不斷擴(kuò)大，進(jìn)出口貿(mào)易總額不斷增長，對外貿(mào)易依存度，即進(jìn)出口總額與GDP之比，自1978年至2017年，在這不平凡的四十年來對外開放度已從9.89%上升到33.6%，提高了20多個百分點，對外開放政策取得了重大成果。

本文的研究對象為1998年到2017年進(jìn)出口貿(mào)易總額，這二十年來，是我國經(jīng)濟(jì)增長的加速期，進(jìn)出口貿(mào)易總額從26849.7億元增長到277923億元，年均增長率超過12.4%；進(jìn)口總額從11626.10億元增長到124602.42億元，年均增長率超過12.5%；出口總額從15223.60億元增長到153320.58億元，年均增長率超過12.2%；進(jìn)出口貿(mào)易順差從5397.40億元增長到33452.12億元，年均增長率超過10%。

改革開放40年來，中國已經(jīng)躍居為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，在黨的十九大報告中習(xí)近平總書記明確指出貫徹新發(fā)展理念，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系就要推動全面開放的新格局。中國開放的大門不會關(guān)閉，只會越開越大。因此，研究中國這20年來進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展?fàn)顩r，分析影響對外貿(mào)易的重要因素以及預(yù)測對外貿(mào)易未來的發(fā)展趨勢等問題，對促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展，調(diào)整貿(mào)易政策，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，創(chuàng)新對外投資方式，促進(jìn)“一帶一路”建設(shè)的發(fā)展，形成面向全球的貿(mào)易、投融資、生產(chǎn)、服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，加快培育國際經(jīng)濟(jì)合作和競爭新優(yōu)勢具有重要意義。

(二)研究思路

本文主要有以下內(nèi)容：首先，對所使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡要的說明；其次，構(gòu)建多元線性回歸模型，利用Eviews軟件，以每年為一個整體，對1998年至2017年的數(shù)據(jù)(包括：被解釋變量(Y)：進(jìn)出口總額(億元)；解釋變量(X)：人民幣對美元匯率(1美元=100元)、貨幣(M1)供應(yīng)量(億元)、外匯儲備規(guī)模(億美元)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額(億元)、外商投資企業(yè)(企業(yè)數(shù))、外商投資企業(yè)投資總額(億元))進(jìn)行多元線性回歸，檢驗顯著性水平，對該模型多重共線性、異方差性、自相關(guān)性檢驗、處理和分析；最后，對得到的結(jié)果進(jìn)行歸納、總結(jié)，探討背后的原因，以及提出一些切實可行的政策建議。

(三)文獻(xiàn)綜述

在經(jīng)濟(jì)全球化程度不斷加深的經(jīng)濟(jì)背景下，任何一個國家都不可避免地要與他國進(jìn)行貿(mào)易活動，因此研究影響一國進(jìn)出口貿(mào)易總額地因素便十分具有現(xiàn)實意義。從目前學(xué)者研究可以分析發(fā)現(xiàn)，目前進(jìn)出口貿(mào)易研究大多選取變量較為單一和大眾，各影響因素大多為經(jīng)濟(jì)性變量因素，且數(shù)據(jù)規(guī)模和年限偏短少，分析不夠系統(tǒng)和深入，難免存在誤差。本文基于目前學(xué)者研究的不足之處對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素進(jìn)行了進(jìn)一步的優(yōu)化模型和嚴(yán)謹(jǐn)變量選取、細(xì)致化數(shù)據(jù)收集工作，最終得出了較好實證分析結(jié)果。

二、正文

(一)研究目的

本文希望通過研究進(jìn)出口總額的影響因素，從而尋求提升中國對外貿(mào)易的方法和具體措施，從而實現(xiàn)我國從貿(mào)易大國向貿(mào)易強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變。

(二)變量選取

本文選取了1998到2017年的不同經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，包括人民幣對美元匯率，M1供應(yīng)量，外匯儲備規(guī)模，國內(nèi)生產(chǎn)總值，全社會固定資產(chǎn)投資完成額，外商投資企業(yè)數(shù)和投資總額。

(三)數(shù)據(jù)信息

為了保證回歸模型的準(zhǔn)確性，我們首先在不影響經(jīng)濟(jì)意義的前提下，對整理所得的所有絕對值數(shù)據(jù)做取對數(shù)處理，展示如下：

年份進(jìn)出口總額(人民幣)(億元)人民幣對美元匯率(美元=100)(元)貨幣(M1)供應(yīng)量(億元)外匯儲備規(guī)模(億美元)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)全社會固定資產(chǎn)投資完成額外商投資企業(yè):企業(yè)數(shù)外商投資企業(yè):投資總額1998年12.535099386.51497932213.2063184210.3545313213.6257071213.3711565713.1981107211.141752211999年12.402405836.49862847513.0951098310.3124465513.5192390313.3154033913.1326126710.844277322000年12.411064166.43428966412.9016005910.4134213813.4430721613.2392568313.0839946210.72305152001年12.484619766.4204508512.7601198410.5565983713.3754136313.1461202413.0405001810.544743632002年12.46136936.42862210212.7287014910.5509349813.2967273613.0087334113.0079890310.468121592003年12.405579856.44770198112.6400093310.4077685113.2000045612.8338669512.9959131410.392388992004年12.373288816.47061372812.5771108910.3675825113.100732312.6491068813.0091655610.306658032005年12.214646536.51759741512.4935854810.2567248912.9312762312.435928713.0063777310.20578642006年11.922701676.52664126212.3079331410.0854557112.7630604112.3220709812.9813710810.12661512007年12.100275766.54320656112.021050229.87613177212.6745610612.0600544712.9829564710.053686152008年12.024932596.63384461111.93531399.63446300812.5070372411.8300976512.564557959.9564542212009年11.856330766.681080511.744260189.27457634712.2988272911.6082192812.524028079.7454292482010年11.669260616.70829163311.583186339.01051287612.1405677911.3938445912.468436919.5915080062011年11.467290876.71862660611.47178788.71593256911.9943647111.1630473712.397865879.481268632012年11.163133926.7186507711.339982998.3021442911.8308117610.9253375812.329939369.3213010772013年10.846969246.7186507711.168768987.95999896911.7094572410.6805139212.245562559.1920674342014年10.64978686.7186507710.999957557.65994936711.6160513910.5244268812.217536689.0768215512015年10.578297636.71881989910.88082077.41200331811.5157225510.4017657912.221985369.0175768882016年10.305490016.71880781910.732851277.34391123411.4138164810.3040975612.266396058.9600452812017年10.198009936.71890445310.570129047.27903603711.3527038910.2543627112.336254068.954452788

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、銳思數(shù)據(jù)庫

(四)回歸分析

1.平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗方法，我們首先要回答八個時間序列是否為非平穩(wěn)序列，即考察其單整階數(shù)。以對進(jìn)出口總額進(jìn)行的單位根檢驗，我們選擇帶截距項和趨勢項，依次進(jìn)行零階、一階、二階差分，通過得到的t檢驗統(tǒng)計量和單位根檢驗的Mackinnon臨界值進(jìn)行檢驗，三次差分結(jié)果可以看到，只有在二階差分時，t統(tǒng)計量小于在1%、5%、10%顯著性水平下的單位根檢驗的臨界值，所以Y∽I(2)。采用同樣的方法，依次對其余七個變量進(jìn)行檢驗。在檢驗過程中，我們發(fā)現(xiàn)，其余變量皆是二階單整序列。

下面我們對各變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。為了進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗，我們先做出幾個變量的回歸，之后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。

之后，我們對殘差序列進(jìn)行檢驗，選擇無截距項、無趨勢項的ADF檢驗。

可以得知，t統(tǒng)計量小于相應(yīng)的臨界值，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。說明變量Y與X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7之間存在協(xié)整關(guān)系，表明這些變量之間有長期均衡關(guān)系。

2.模型建立

利用Eviews建立多元回歸模型，選取進(jìn)出口總額作為被解釋變量，人民幣對美元匯率(X1)，M1供應(yīng)量(X2)，外匯儲備規(guī)模(X3)，國內(nèi)生產(chǎn)總值(X4)，全社會固定資產(chǎn)投資完成額(X5)，外商投資企業(yè)數(shù)(X6)和外商企業(yè)投資總額(X7)作為解釋變量，構(gòu)建如下模型：

lnY=c+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+β7lnX7+ui

其中c是常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7是各影響因素的彈性系數(shù)，Ui是隨機(jī)誤差項，代表影響進(jìn)出口貿(mào)易總額的其他因素。

下面對各回歸系數(shù)進(jìn)行t檢驗，當(dāng)α=0.05時，查表得t(13)=2.160。X6，X7，X8三個數(shù)據(jù)的t值低于2.160，未能通過t檢驗。而且，X2、X5、X6、X7的符號與預(yù)期相反，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.多重共線性

首先，我們計算各個解釋變量之間相關(guān)系數(shù)，得到如下結(jié)果

從該表中可以看到，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在一定的多重共線性。

4.異方差性

為檢驗異方差性，我們采用white檢驗，利用Eviews得到如下結(jié)果

由結(jié)果可知，nR2=14.28596。在顯著水平α=0.05的條件下，查χ2分布表，得到χ2(8)=15.5073，nR^2 <χ2(8)，所以接受原假設(shè)，認(rèn)為模型中隨機(jī)誤差不存在存在異方差。

5.自相關(guān)

為檢驗?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谧韵嚓P(guān)，我們首先利用DW檢驗：根據(jù)上文中的回歸結(jié)果我們已經(jīng)知道DW=1.658546，對樣本量為20、3個解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL、dU值分別為0.998和1.676。我們發(fā)現(xiàn)DW值落入了不能確定的區(qū)域，因此接下來繼續(xù)進(jìn)行LM檢驗。利用Eviews軟件，選取滯后階數(shù)為1，得到結(jié)果如下：

LM值求得為0.3045，小于95%置信水平下相應(yīng)自由度的卡方分布數(shù)值，因此我們判斷，該模型不中不存在自相關(guān)。

6.最終模型

根據(jù)以上結(jié)果，我們得到最終的多元線性回歸模型如下：

三、結(jié)果分析

根據(jù)上文的實證檢驗，最終得到的多元線性回歸模型中包含了“人民幣對美元匯率”、“外匯儲備規(guī)?！焙汀皣鴥?nèi)生產(chǎn)總值”三個解釋變量，且三者的系數(shù)都為正數(shù)，下面該結(jié)果進(jìn)行定性分析。

(一)“人民幣對美元匯率”解釋變量的分析

一般而言，匯率的變動對一國進(jìn)出口的影響是確定和顯著的——當(dāng)一國貨幣幣值降低時，利于出口而不利于進(jìn)口；反之，則利于進(jìn)口而不利于出口。本文在實證檢驗中的匯率自變量采用的是人民幣對美元的直接標(biāo)價法下的匯率，因此匯率上升意味著人民幣貶值。理論上講，這將增加我國進(jìn)出口額——這一推測與在上文中得到的系數(shù)符號方向相一致。

(二)“外匯儲備規(guī)?！苯忉屪兞康姆治?/h3>

在之前關(guān)于外匯儲備規(guī)模與進(jìn)出口總額之間關(guān)系的研究中，進(jìn)出口總額常常被設(shè)定為解釋變量，而外匯儲備規(guī)模則是被作為被解釋變量。這很容易理解，一國進(jìn)出口額的增加必定會帶來更多的外匯收入以及更大規(guī)模的外匯儲備。但在本文的實證分析中，發(fā)現(xiàn)外匯儲備規(guī)模亦可以反過來對進(jìn)出口總額產(chǎn)生影響，這種影響的來源可以有以下幾種：首先，一國外匯儲備規(guī)模較大時，該國中央銀行在干預(yù)匯率等經(jīng)濟(jì)變量時的能力往往更強(qiáng)，可以更加行之有效地保障本國進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展；其次，外匯儲備規(guī)模對進(jìn)出口額的影響背后隱藏的是我國FDI的增長促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易；最后，充足的外匯儲備以及外匯儲備的有效利用可以對一國經(jīng)濟(jì)狀況產(chǎn)生正面的影響，亦可以帶動一國進(jìn)出口貿(mào)易額的增加。

(三)“國內(nèi)生產(chǎn)總值”解釋變量的分析

GDP作為衡量一國經(jīng)濟(jì)狀況的一個最基本的指標(biāo)，必然與其他的各經(jīng)濟(jì)變量之間存在著千絲萬縷的關(guān)系。我國是一個龐大的經(jīng)濟(jì)體，國民生產(chǎn)總值穩(wěn)居世界前列，我們很難想象我國GDP的增長不會對我國進(jìn)出口總額產(chǎn)生任何影響。伴隨著一國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，本國GDP增加，進(jìn)出口總額增長，這一切都表現(xiàn)地十分理所當(dāng)然。

四、政策建議

(一)穩(wěn)定人民幣匯率，繼續(xù)完善人民幣有管理的浮動匯率制度

匯率對一國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要程度不言而喻，要促進(jìn)我國對外貿(mào)易的健康有序發(fā)展，就要把控好匯率這一重要關(guān)卡，不斷完善人民幣匯率制度，保持匯率穩(wěn)定。

(二)有效利用外匯儲備，使我國外匯儲備的規(guī)模、結(jié)構(gòu)保持合理狀態(tài)

我國有著高達(dá)3萬億美元的外匯儲備，龐大的外匯儲備規(guī)模保證了國家干預(yù)市場的能力，形成了外匯市場、對外貿(mào)易市場的堅強(qiáng)后盾。對外匯儲備進(jìn)行有效地利用，使其規(guī)模和結(jié)構(gòu)都達(dá)到一個良好的水平是促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵。

(三)主動適應(yīng)、把握、引領(lǐng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)

現(xiàn)如今，我國正面對著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài):經(jīng)濟(jì)增速由高速轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚?、?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級而不再是粗放型發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長動力轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)發(fā)展及創(chuàng)新驅(qū)動?；凇拔覈?jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)”的重大戰(zhàn)略判斷，我國要積極調(diào)整發(fā)展方針，為此，不僅要立足高處、統(tǒng)籌全局，更要關(guān)注細(xì)節(jié)，逐個攻破各種障礙。