葛一寧 徐靜怡 陳康

對外貿(mào)易作為衡量一個國家開放程度的重要指標(biāo)，已成為全球化趨勢下各個國家著力推動的重要領(lǐng)域。一帶一路倡議為中國進(jìn)出口貿(mào)易自由便利化、稅收優(yōu)惠減免等創(chuàng)造了有利條件，促進(jìn)了我國進(jìn)出口較快增長。本文以進(jìn)口總額作為被解釋變量，選取匯率，國民生產(chǎn)總值，消費(fèi)價格指數(shù)，國民總收入作為解釋變量，通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究影響中國進(jìn)口額的主要因素，并對此提出建議。

中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，同時也改變了人們的消費(fèi)習(xí)慣，經(jīng)濟(jì)全球化的提出也使經(jīng)濟(jì)活動超越國界。從新中國的成立到改革開放再到今天，中國外貿(mào)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展始終堅(jiān)持獨(dú)立自主，大力發(fā)展對外貿(mào)易，加快現(xiàn)代化建設(shè)，改變了我國落后的面貌，同時對外貿(mào)易、資本流動等也變得習(xí)以為常，其中對外進(jìn)口的額度更是重中之重，進(jìn)口產(chǎn)品的增加與減少會帶動人們消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，帶動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整，這也是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展到現(xiàn)階段調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所看重的，所以進(jìn)口額的增長對中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展非常關(guān)鍵。本文通過構(gòu)建多元回歸模型并對模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正研究，對影響我國商品進(jìn)口額的種種因素加以分析并驗(yàn)證其中的關(guān)系。

一、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了我國2001至2020年共20年的數(shù)據(jù)，包括了我國外貿(mào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要時間段。2001年中國加入WTO，對我國外貿(mào)的發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，從總體上改善了我國的對外貿(mào)易環(huán)境。因此本文將以量化的方法，著重探討影響我國外貿(mào)發(fā)展的因素，并對此展開分析。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）研究變量的選取

本文以我國進(jìn)口總額（億元）為被解釋變量，以y來表示，初步考慮我國國民生產(chǎn)總值（億元）對我國貿(mào)易的進(jìn)口額產(chǎn)生正向影響，這是由于GDP體現(xiàn)了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，就越有能力去購買外國的商品，從而促進(jìn)國家進(jìn)口總額的增長。同時人民幣匯率（美元=100），以R表示，對我國貿(mào)易的進(jìn)口額產(chǎn)生反向影響。匯率變動會引起進(jìn)出口商品價格的變化，從而影響到一國的進(jìn)出口貿(mào)易。一國貨幣的對外貶值有利于該國增加出口，抑制進(jìn)口。反之，如果一國貨幣對外升值，將有利于進(jìn)口，而不利于出口。因此若匯率上升，意味著人民幣貶值，從而抑制我國進(jìn)口總額的增長。

近年來，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行繼續(xù)保持穩(wěn)定恢復(fù)態(tài)勢，同時，就業(yè)、物價總體穩(wěn)定，商品消費(fèi)保持增長，其中居民消費(fèi)價格水平（CPI）在我國進(jìn)口總額中發(fā)揮著穩(wěn)定器的作用，CPI上漲可以近似認(rèn)為物價在上漲，若國內(nèi)物價上漲，企業(yè)生產(chǎn)成本將提高，導(dǎo)致出口產(chǎn)品價格升高，不利于出口，而進(jìn)口相對于之前會有優(yōu)勢，因此CPI的升高對我國貿(mào)易進(jìn)口總額產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。

國民總收入的增加，以I表示，在某種程度上，對進(jìn)口帶來正向影響，對出口帶來負(fù)面影響。 在國際匯率不變的前提下，國民總收入的增加意味著提高居民手中的可支配收入有所提高，在供給不變的前提下，會提高商品的價格（非通貨膨脹），同樣會使生產(chǎn)產(chǎn)品工人的工資收入增加，從而提高生產(chǎn)商品的成本，使出口的成本增加，從而影響出口量，同時國民收入的增長，也會帶來進(jìn)口和對外國產(chǎn)品需求的擴(kuò)大，從而促進(jìn)我國進(jìn)口總額的增長。

此外還有一些影響進(jìn)口總額的因素，如居民的儲蓄額度，我國的外匯儲備，人口增長率等等，由于一些因素可能無法量化，因此都將他們放入隨機(jī)誤差項(xiàng)（μ）中。

（三）模型設(shè)定

為了研究我國進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值，匯率，消費(fèi)者價格指數(shù)，以及國民總收入之間的關(guān)系，于是構(gòu)建如下的多元回歸模型。

Yt=β0+β1GDPt+β2Rt+β3CPIt+β4It+μt

由于使用的是2001年至2020年的數(shù)據(jù)，為時間序列型數(shù)據(jù)，因此各個變量都帶有下標(biāo)t，表示所處年份，β0為常數(shù)，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

二、模型的檢驗(yàn)

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

下表為通過EViews軟件得出的回歸結(jié)果。得到模型參數(shù)的估計(jì)值后首先進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。觀察下表各個參數(shù)的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI），國民總收入（I）前的系數(shù)符號為正，匯率（R）前的系數(shù)符號為負(fù)，與預(yù)期結(jié)果一致，但是國民生產(chǎn)總值（GDP）前的系數(shù)符號為負(fù)，經(jīng)濟(jì)意義不合理，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)值是不是抽樣的偶然結(jié)果，需要運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)中的統(tǒng)計(jì)推斷方法對模型及參數(shù)的統(tǒng)計(jì)可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。由上表1可以得出，模型的R2=0.938788，說明在Y的變異中約有94%可以自變量的變異所解釋，擬合優(yōu)度較好。同時F統(tǒng)計(jì)量的值為57.5124，在5%的顯著性水平下，自變量個數(shù)k=5，樣本量n=20，查找F分布表可得，F(xiàn)（5，14）=2.96<57.5124，同時F檢驗(yàn)的P值為0，拒絕原假設(shè)，說明方程顯著成立。

對于單個變量而言，自變量的t值的絕對值均較小，且對應(yīng)的P值較大，無法通過顯著性檢驗(yàn)，因此需要對模型存在的問題進(jìn)行解決。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)與修正

（一）多重共線性檢驗(yàn)與修正

可以通過兩種方法來看是否存在多重共線性。首先通過綜合分析法，應(yīng)用OLS法估計(jì)參數(shù)后，結(jié)果為表1所示，可以看出R^2與F值均較大，通過了方程的顯著性檢驗(yàn)，但單個變量的t統(tǒng)計(jì)量的值普遍較小，未通過單個變量的顯著性檢驗(yàn)，且回歸參數(shù)估計(jì)值GDP的符號不合理，因此該模型可能存在較嚴(yán)重的多重共線性。

多重共線性的修正：

關(guān)于多重共線性的修正，可以通過Frisch修正法（逐步回歸法）解決。首先以CPI為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R^2=0.927040，并且通過了顯著性檢驗(yàn);再將GDP作為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R2=0.879888;最后分別以I和R作為解釋變量，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到R2分別為0.880457，0.716985。由于0.927040最大，因此將CPI為解釋變量的一元線性模型作為基礎(chǔ)模型。即Yt=β0+β1CPIt +μt

在此基礎(chǔ)上逐個增加其他解釋變量。最終得到的模型為：Yt=β0+β1Rt+β2 CPIt+μt，OLS回歸結(jié)果如下表2。

由表5可以看出， CPI前的系數(shù)為正，通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，同時t統(tǒng)計(jì)量的值為7.823815，在5%的顯著性水平下，樣本量n=20，查t分布表可得t（14）=2.145<7.82，同時對應(yīng)的P值為0<5%，拒絕原假設(shè)，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。R的系數(shù)為負(fù)，符合其經(jīng)濟(jì)意義，同時t統(tǒng)計(jì)量的絕對值為1.77839，在10%的顯著性水平下，樣本量n=20，查t分布表可得t（14）=1.761<1.78，同時對應(yīng)的P值為0.0932<10%，拒絕原假設(shè)，通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。最后得出回歸方程的結(jié)果為

Yt=-56581.56+384.3711CPIt+-91.80694Rt+et? ? ? ? ? ? ? （1）

（二）異方差檢驗(yàn)

首先可以利用圖示檢驗(yàn)法對異方差進(jìn)行檢驗(yàn)。下圖為對CPIt和Rt的散點(diǎn)圖，可以看出散點(diǎn)是雜亂無章的，因此未存在異方差。

進(jìn)一步利用EViews對模型（1）進(jìn)行懷特檢驗(yàn)得到，nR2=4.779494，在5%的顯著性水平下，樣本量n=20，查卡方分布表可得χ（5）=11.071>4.779494，同時P值=0.4434>0.05，未能拒絕原假設(shè)，說明模型不存在異方差。

（三）自相關(guān)檢驗(yàn)及修正

首先可以利用圖示檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)性的檢驗(yàn)，下圖為殘差et的趨勢圖，可以看出隨著時間的變化，殘差表現(xiàn)為連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)的情況，因此可以初步判定存在自相關(guān)性，且為正自相關(guān)性。

再利用DW檢驗(yàn)法，由表2模型修正后的回歸結(jié)果可知，模型的DW值=0.875255。在5%的顯著性水平下，樣本容量n=20，解釋變量個數(shù)k=2，查DW統(tǒng)計(jì)量分布的臨界值表，可得dl=1.1，du=1.537，DW

綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，建立的多元線性回歸模型存在1階自回歸形式的自相關(guān)性：μt=φμt-1+εt。（0<|φ|<1， εt～WN（0，σ2））

自相關(guān)性的修正：

為解決自相關(guān)性的問題，可以采用廣義最小二乘法，即先通過轉(zhuǎn)換將有自相關(guān)性的模型轉(zhuǎn)換為無自相關(guān)性的模型，再進(jìn)行估計(jì)。最終模型為

Yt=-79683.88+406.8958CPIt+-78.18875Rt+et? ? ? ? ? ? ? （2）

式（2）的結(jié)果表明，在其他變量不變的條件下，居民消費(fèi)價格指數(shù)每增加1單位，平均來看，商品進(jìn)口總額將增加406.9億元;人民幣匯率每升高1單位，平均來看，商品進(jìn)口總額將減少78.2億元。

四、結(jié)論與建議

本文通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用我國2001年至2020年的宏觀數(shù)據(jù)，對我國商品進(jìn)口額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，其結(jié)果表明：我國商品進(jìn)口總額受到多個因素的影響，主要有兩個：居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI），以及人民幣匯率。其中在其他變量不變時，CPI越高，商品進(jìn)口額也越高，二者呈正向關(guān)系;人民幣匯率越低，商品進(jìn)口額越高，二者呈負(fù)向關(guān)系。

根據(jù)以上實(shí)證分析結(jié)果， 對我國如何增加商品進(jìn)口額，發(fā)展對外貿(mào)易具有重要的政策啟示：

通過刺激消費(fèi)拉動內(nèi)需，從而帶動進(jìn)口。刺激消費(fèi)的手段可以通過以下幾個方面：提高個人的可支配收入，如提高工資和待遇，降低個人所得稅等;和消費(fèi)對應(yīng)的是儲蓄，應(yīng)減少儲蓄，如降低存款利率，征收利息稅等。同時供給對消費(fèi)也有刺激作用，廠家要對市場進(jìn)行深化、細(xì)化，積極開發(fā)適銷對路的新產(chǎn)品，實(shí)行信用消費(fèi)。對購買住房、汽車等需要花費(fèi)大量資金的商品以及一些耐用消費(fèi)品，可以采用分期付款，或者提供貸款。最后也是基本的就是對人們的消費(fèi)提供各種便利，保證安全。

通過調(diào)整匯率帶動進(jìn)口。匯率的波動會引起商品價格的波動，從而影響市場對產(chǎn)品的需求，影響國際貿(mào)易。匯率的降低意味著人民幣的升值，人民幣的升值能夠提高居民的購買能力和意愿，使居民用同等數(shù)量的人民幣購買更多國外的東西，從而促進(jìn)我國進(jìn)口總額的增長。

（作者單位：1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，2.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與大數(shù)據(jù)學(xué)院）