中國進口貿(mào)易影響因素的實證分析

符蕾

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

進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)濟學家從不同國的家生產(chǎn)成本差異的角度來對進口貿(mào)易的發(fā)生進行了解釋。亞當·斯密最早提出了“絕對優(yōu)勢理論”，他認為，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”。在此基礎上，赫克歇爾和俄林進一步提出了“要素稟賦論”，根據(jù)該理論，一國進口貿(mào)易的發(fā)生是因為其要素稟賦存在差異性，并且導致同種產(chǎn)品在國際上具有不同價格。20世紀60年代末期，日本經(jīng)濟學家小島清在研究了當時日本對外直接投資的發(fā)展后，提出了“對外直接投資互補”理論，他認為對外直接投資與對外貿(mào)易之間存在相互補充、相互促進的關系。

國內(nèi)的不同學者陸續(xù)對中國進口貿(mào)易影響因素的相關實證研究，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)國民收入是影響進口額的最主要的因素之一，而匯率對進口額的影響較為微弱。許和連，賴明勇（2002）選取了總消費支出、出口額、人均GDP、關稅稅率、外商直接投資、外匯儲備等10個變量進行分析，得出結(jié)論：稅率與進口貿(mào)易之間表現(xiàn)出一種負向關系，對進口貿(mào)易影響較明顯；其他的變量與進口貿(mào)易之間均表現(xiàn)出正向關系，其中出口額與匯率影響最為明顯。李蓬勃（2009）通過研究認為，進口的增長與GDP、CPI、匯率密切相關。李曉琳（2015）認為中國商品的進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個指標數(shù)據(jù)作為被解釋變量進口額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)濟增長，反映我國國民收入水平與購買能力；

X2：實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（直接標價法，美元=100），以人民幣對美元匯率來代表匯率水平是因為中國在對外經(jīng)濟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)消費和投資需求從而間接造成進口需求的增加，另一方面造成中間產(chǎn)品需求的增加而促進進口。

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

利用EViews軟件，繪出被解釋變量與各解釋變量之間的散點圖（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每變化一個單位時，對Y造成影響為βj；μ為隨機擾動項。

三、模型的參數(shù)估計

運用EViews軟件，用普通最小二乘法對數(shù)據(jù)進行處理，得出參數(shù)估計結(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、模型的檢驗與修正

（一）經(jīng)濟意義檢驗

模型估計結(jié)果說明，假設其他變量不變的情況下，當國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）每增加一個單位，進口額平均增加0.020688；外商直接投資（X2）的估計回歸系數(shù)為正，說明外商投資對進口之間有正向關系；匯率（X3）系數(shù)為負，表明人民幣貶值導致進口減少；出口額（X4）系數(shù)為正，表示出口額對進口有促進作用。以上皆符合經(jīng)濟理論以及先前預期，經(jīng)濟意義檢驗通過。

（二）統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

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

為對模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關系在總體上是否顯著成立作出判斷，進行F檢驗：統(tǒng)計量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（t檢驗）

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

（三）計量經(jīng)濟學檢驗

1.多重共線性檢驗及補救

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

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，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：

當引入X1時，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。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。去除X2，引入X3，調(diào)整后的R2降低，同時變量X3未通過t檢驗，且參數(shù)符號為正，與經(jīng)濟意義不符。

逐步回歸的步驟表明，X2與X3是多余的。遂剔除這兩個變量，進口額模型應當以Y=f（X1， X4）為最優(yōu)，表達式為：Y=200.3776+0.032243X1+0.732915X4

2.序列相關性檢驗及補救

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

給定α=0.05，樣本容量n=31，變量個數(shù)k=2時，查表得，D.W.檢驗的上下界為dL=1.36，dU=1.50；軟件運算得到模型的DW值=0.874427< dL=1.36，說明模型存在正自相關。在EViews中用廣義差分法對其進行修正，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）對進口額具有最為顯著性的影響，當出口總額增加一個單位時，進口額平均增長0.811823個單位；相對而言國內(nèi)生產(chǎn)總值（X5）對進口額雖有影響，但程度相對較小，當國內(nèi)生產(chǎn)總值增加一個單位時，進口額平均增長0.011002個單位。

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因素剔除掉了。這可能說明，即便在理論上這兩個因素對進口額有影響，但實際中的影響其實是不顯著的。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，外商直接投資對進口的影響是不明顯的。在理論上匯率水平是影響進出口貿(mào)易的一個重大因素，但是由于近年來世界經(jīng)濟發(fā)展相對較為穩(wěn)定，匯率的變化其實是非常小的，所以對于近年來進口貿(mào)易的影響也不大。

（二）模型的不足

對于進口貿(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，如關稅、國內(nèi)生產(chǎn)成本、居民消費指數(shù)等等。這可能導致模型的可靠性降低，與實際產(chǎn)生差距。另外，由于筆者有限計量經(jīng)濟學知識水平，模型的建立與參數(shù)估計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

在本文所得出進口影響因素的模型以及現(xiàn)實情況的基礎上，提出以下擴大進口的政策建議：

首先，要合理發(fā)展我國國民經(jīng)濟，不斷提升國家經(jīng)濟實力和綜合實力。關注國民收入分配體系的改革，逐步提高企業(yè)和個人財富的分配比例，這有助于擴大內(nèi)需，促進進口。在我國經(jīng)濟發(fā)展的“新常態(tài)”下，突破經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸就是要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。其重點在于進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整，推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，形成以高技術產(chǎn)業(yè)為先導，基礎產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局。

其次，要堅持進口與出口并重，進出口兩個市場“一體化”發(fā)展。進口與出口猶如國民經(jīng)濟發(fā)展的“左右手”，必須堅持二者的協(xié)調(diào)有序發(fā)展。不可只重視出口，而輕視進口的作用，應讓在保證出口發(fā)揮對經(jīng)濟效益增長的前提下，以出口促進帶動進口，以進一步減小貿(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)展更多注重數(shù)量擴張，競爭力主要依靠勞動力、資源能源等生產(chǎn)要素的舊模式。出口方面，應以國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化升級為基礎，不斷調(diào)整和優(yōu)化出口商品結(jié)構。抵制一些不良出口貿(mào)易，提高自主知識產(chǎn)權、自主品牌、自主營銷渠道和高技術含量、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)保等綠色技術和手段，支持出口產(chǎn)業(yè)向高端發(fā)展。在進口方面，選擇有利于本地企業(yè)成長和發(fā)展的進口技術、商品結(jié)構；要在保持與現(xiàn)有貿(mào)易伙伴良好關系的同時要注意拓展新的進口市場，不能將進口市場局限于一定范圍，實行戰(zhàn)略資源進口多元化。

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