黃詩琦

摘 要：對外貿(mào)易是國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，是國民經(jīng)濟(jì)整體中不可或缺的關(guān)鍵所在。該文立足于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識與框架體系，首先對影響商品進(jìn)口額的因素進(jìn)行分析，然后通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型、借助計(jì)量軟件Eviews對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)值分析，通過對相關(guān)參數(shù)的分析以及對相關(guān)模型的改進(jìn)，進(jìn)而確定最終理想的商品進(jìn)口額影響因素模型，最后針對得出的商品進(jìn)口額模型進(jìn)行應(yīng)用拓展延伸并提出可行的建議。

關(guān)鍵詞：商品進(jìn)口額;影響因素;計(jì)量分析;Eviews

進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易相輔相成，而出口依存度代表其參與全球化分工的程度，研究我國進(jìn)口貿(mào)易的影響因素，對中國經(jīng)濟(jì)的建設(shè)和居民生活水平的提高具有重要的意義。我國于2001年加入世界貿(mào)易組織，2008年全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)，2011年國家頒布一系列促進(jìn)企業(yè)進(jìn)口的戰(zhàn)略，秉著“穩(wěn)定外需，擴(kuò)大內(nèi)需”的規(guī)劃方針擴(kuò)大商品進(jìn)口，而本文的年度數(shù)據(jù)跨越了此三個(gè)區(qū)間，為進(jìn)口貿(mào)易的分析提供了更有利的依據(jù)和理論支持。

一、進(jìn)口貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素

1.進(jìn)口貿(mào)易現(xiàn)狀

（1）我國進(jìn)口貿(mào)易現(xiàn)狀

當(dāng)今，我國是全球第一大貿(mào)易國，第二大進(jìn)口國，是世界上進(jìn)口規(guī)模高于萬億美元的三個(gè)國家之一?？傮w上來說，中國的進(jìn)口規(guī)模不斷增加。

我國進(jìn)口交易近況主要體現(xiàn)在如下三個(gè)方面：其一，進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中機(jī)械商品占比大，高達(dá)35%以上，礦物燃料也占據(jù)很大比重，且國內(nèi)進(jìn)口來源以外商投資為主。其二，進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模不斷增加，整體狀態(tài)發(fā)展良好。其三，我國對外貿(mào)易仍存在地理分布不平衡的問題，需要做到更好的市場多元化。

（2）我國進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展趨勢

2017年來，經(jīng)濟(jì)回暖是全球趨勢，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)也在國際市場良好的整體環(huán)境下呈現(xiàn)出穩(wěn)中有進(jìn)的趨勢。有關(guān)部門陸續(xù)采取有益于外貿(mào)發(fā)展的措施，達(dá)成進(jìn)出口快速發(fā)展的目標(biāo)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，穩(wěn)定現(xiàn)在進(jìn)口貿(mào)易的良好勢態(tài)，讓中國從貿(mào)易大國逐步成為貿(mào)易強(qiáng)國。

2.進(jìn)口貿(mào)易影響因素

（1）出口總額：出口規(guī)模不僅可以促進(jìn)國內(nèi)的消費(fèi)和投資水平，還可以調(diào)動市場上中間產(chǎn)品的需求，這兩方面可以增添進(jìn)口貿(mào)易的活力。于是，出口額是影響進(jìn)口額的因素。

（2）國內(nèi)生產(chǎn)總值：GDP代表國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，是我國消費(fèi)水平和投資需求的直接體現(xiàn)，當(dāng)我國供應(yīng)能力高于GDP對應(yīng)的消費(fèi)需求時(shí)，可以通過進(jìn)口進(jìn)行改善。同時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易本身也可以帶動經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系密切，國內(nèi)生產(chǎn)總值是影響進(jìn)口額的因素。

（3）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)：CPI是居民家庭購買消費(fèi)品和服務(wù)價(jià)格水平變動情況的反應(yīng)指標(biāo)，其變化影響著居民對于國內(nèi)外產(chǎn)品購買的傾向性，從而影響進(jìn)口規(guī)模的變化。于是，CPI是進(jìn)口額的影響因素。

（4）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是家庭現(xiàn)金收入中可以任意使用的部分，居民在海外消費(fèi)可支配收入也包括在進(jìn)口規(guī)模中。于是，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入在一定程度上影響著進(jìn)口規(guī)模。

（5）人民幣對美元匯率：匯率的上升和下降影響著進(jìn)口商品價(jià)格的變化，進(jìn)而影響國內(nèi)對進(jìn)口商品的購買力，最終對進(jìn)口額產(chǎn)生影響。

二、計(jì)量分析

1.變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文采用1991年-2016年的年度數(shù)據(jù)，以下變量的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局，具體如下：

被解釋變量：

> Y 進(jìn)口總額（百萬美元）

解釋變量：

> X1 出口總額（百萬美元）

> X2 國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）

> X3 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) （上年=100）

> X4 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）

> X5 人民幣對美元匯率（美元=1）（元）

2.模型的建立

（1）趨勢圖、相關(guān)圖分析

利用Eviews軟件對解釋變量以及被解釋變量進(jìn)行趨勢圖分析和相關(guān)圖分析，可知被解釋變量與解釋變量之間的趨勢變化較為明顯且進(jìn)口總額Y與出口總額X1、國內(nèi)生產(chǎn)總值X2、城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入X4呈現(xiàn)出正的高度線性相關(guān)程度;進(jìn)口總額Y與人民幣對美元匯率X5呈現(xiàn)出負(fù)的高度線性相關(guān)程度;進(jìn)口總額Y與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3呈現(xiàn)出一定的相關(guān)性。

（2）多元回歸方程估計(jì)

本文分別建立線性回歸方程、非線性回歸方程，并對其進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)線性回歸方程最優(yōu)。該模型有很高的擬合優(yōu)度，符合經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)及統(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)。具體結(jié)果如下：

3.模型的計(jì)量檢驗(yàn)

（1）多重共線性檢驗(yàn)與修正

①多重共線性檢驗(yàn)

對解釋變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)得到系數(shù)大部分均大于 0.8，表明模型存在嚴(yán)重的多重共線性;為確保分析的嚴(yán)謹(jǐn)性，建立輔助回歸模型來進(jìn)一步檢驗(yàn)。具體操作體現(xiàn)在修正過程中。

②修正多重共線性

本文通過逐步回歸法對多重共線性進(jìn)行修正。首先，運(yùn)用OLS方法對Y與每個(gè)解釋變量做最小二乘回歸，得到Y(jié)對X1最小二乘回歸最優(yōu)，再順次引入其他變量估計(jì)多元回歸模型，進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義、擬合優(yōu)度、模型顯著性等方面的檢驗(yàn)篩選。

經(jīng)過反復(fù)的引入-檢驗(yàn)-剔除，最終確定理想模型為Y=f（x1，x3），由于剔除了變量X2、X4、X5，模型多重共線性現(xiàn)象明顯好轉(zhuǎn);解釋變量的系數(shù)符號和取值大小均符合經(jīng)濟(jì)意義;模型擬合優(yōu)度上升，各變量t檢驗(yàn)值上升。模型估計(jì)結(jié)果說明，進(jìn)口總額Y主要取決于出口總額X1，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3。在其他解釋變量不變的情況下，出口總額每增長1億美元，被解釋變量進(jìn)口總額Y平均將增長0.82478億美元;解釋變量居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每上升1，被解釋變量進(jìn)口總額Y平均將增加691.659204082億元。

（2）自相關(guān)檢驗(yàn)與修正

①自相關(guān)性檢驗(yàn)

本文利用Eviews軟件對模型進(jìn)行偏自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（滯后期為20）和BG檢驗(yàn)（滯后期分別為1、2、3、4）。偏自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后期的偏自相關(guān)系數(shù)PAC的直方圖不全在虛線內(nèi)，表明回歸模型可能存在高階自相關(guān)性。BG檢驗(yàn)表明模型存在一階、二階自相關(guān)，可能存在三階、四階自相關(guān)，OLS估計(jì)模型中的t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信，需應(yīng)用廣義差分法修正模型。

②自相關(guān)性修正

本文通過廣義差分法模型解決自相關(guān)問題。第一步，根據(jù)上述檢驗(yàn)，模型存在一階、二階自相關(guān)，則對估計(jì)回歸模型進(jìn)行一階二階的DW檢驗(yàn)，輸出結(jié)果顯示AR（1）=1.1159，AR（2）=-0.9503，且回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，說明模型存在一階、二階自相關(guān);調(diào)整后模型DW為2.322，而dU=1

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，廣義差分法估計(jì)的回歸模型很好地消除了自相關(guān)性，并且修正后的模型符合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)原理，可得到理想模型：

Yi=-32833.96+0.8428*X1+405.696*X3+[AR（1）=1.1159]+[AR（2）=-0.9503]

邊際分析：模型表明出口總額X1每增加一百萬美元，進(jìn)口總額增加0.8428百萬美元，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3每上升1，進(jìn)口總額增加405.696百萬美元。

（3）異方差檢驗(yàn)與修正

①異方差檢驗(yàn)

通過圖示法對變量X1、X3進(jìn)行相關(guān)圖分析和殘差分析可初步判斷模型存在遞增型異方差。利用Eviews軟件對模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)和帕克檢驗(yàn)，結(jié)果均顯示模型存在異方差性。

②異方差修正

本文通過加權(quán)最小二乘法對估計(jì)回歸模型的異方差進(jìn)行修正。首先，對多元回歸模型，分別取權(quán)數(shù)變量W1=1/abs（RESID）、W2=1/RESID^2，再運(yùn)用White檢驗(yàn)對加權(quán)最小二乘法估計(jì)回歸模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。

結(jié)果顯示，上述二個(gè)加權(quán)最小二乘法估計(jì)的回歸模型中，W1和W2的nR2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率大于顯著性水平α=0.05，接受原假設(shè)，即修正后的回歸模型不存在異方差。但模型2的R2更接近于1，故最終選定模型2為理想模型，即：

Y=-88871.98774+0.8298123099*X1+983.8930165*X3（W2=1 /RESID^2）

這說明，當(dāng)出口總額X1每增加1百萬美元，進(jìn)口總額增加0.8298百萬美元;居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1，進(jìn)口總額增加 983.8930165百萬美元。

比較模型2與OLS的估計(jì)結(jié)果，模型2系數(shù)的估計(jì)誤差更為合理，解釋變量X3的t檢驗(yàn)值也由0.251上升到4.2817，由不顯著變成顯著的，是更優(yōu)的模型。

三、結(jié)論與建議

通過經(jīng)濟(jì)學(xué)、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識選擇相關(guān)變量和分析方法，對影響中國商品進(jìn)口額影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并對模型進(jìn)行檢驗(yàn)與修正，得到較為滿意的模型。根據(jù)最終模型的結(jié)果可知，我國商品進(jìn)口總額與出口總額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)密切相關(guān)。由研究模型知，在目前的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，增加我國的出口總額、提升居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是增加我國商品進(jìn)口總額的重要途徑。

綜合考量我國當(dāng)前的金融情況、貿(mào)易現(xiàn)狀和本文的分析結(jié)果，得到如下建議：

第一，加速供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，形成健康的進(jìn)出口規(guī)模結(jié)構(gòu)。在保證本國企業(yè)活力，經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展的同時(shí)，推進(jìn)國際間貿(mào)易，平衡國際收支。

第二，重點(diǎn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型的升級。政府應(yīng)采取相應(yīng)措施支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保持經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)健，由投資推動向消費(fèi)、投資、出口“三駕馬車”協(xié)同推動帶動改變，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

第三，政府部門不斷完善收入制度體系，合理提高城鄉(xiāng)居民收入水平，提高居民整體收入水平。

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