中國進(jìn)出口貿(mào)易總額影響因素的分析

邊秋實(shí) 王晨宇

吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

中國進(jìn)出口貿(mào)易總額影響因素的分析

邊秋實(shí) 王晨宇

吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

改革開放至今，我國對外貿(mào)易一直保持這比較迅速的增長，這為我國國民經(jīng)濟(jì)較快平穩(wěn)增長起到了重要作用。近幾十年來，我國對外貿(mào)易額持續(xù)大幅度增長，實(shí)現(xiàn)了跨越式的發(fā)展。特別是2001年中國加入WTO以來，我國的對外貿(mào)易達(dá)到更高水平，對外貿(mào)易的依存度也越來越高，中國在國際市場上的地位也愈顯重要。與此同時(shí)，國外市場需求雖然促成了中國外貿(mào)的巨大發(fā)展，但其中無疑暗藏這危機(jī)。金融危機(jī)的到來，給所有人敲響了警鐘，處理好國內(nèi)外市場關(guān)系已經(jīng)成為政策制定的核心，正確地分析進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響因素，對我國貿(mào)易發(fā)展和平衡國內(nèi)外市場起著至關(guān)重要的作用。論文以此為背景，在梳理前人理論成果的基礎(chǔ)上，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，分析影響中國進(jìn)出口貿(mào)易總額的因素，并依據(jù)計(jì)量結(jié)果，對相關(guān)領(lǐng)域的分析進(jìn)行完善，得出結(jié)論。

對外貿(mào)易 進(jìn)出口 國內(nèi)生產(chǎn)總值

一、變量引入

（一）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）（正相關(guān)）

隨著GDP的逐年提高，我國的進(jìn)出口總額也不斷增加，對外貿(mào)易的依存度逐漸上升。顯然，要適應(yīng)國際市場的競爭，要增加對外貿(mào)易總額，國內(nèi)的生產(chǎn)必須要做出充足的后備對其進(jìn)行支持。因此，GDP應(yīng)該作為衡量進(jìn)出口貿(mào)易總額的一個(gè)主要因素。

（二）人民幣對美元平均匯率（不確定）

我國長期實(shí)行人民幣跟定美元的有管制的浮動匯率制。雖然我國匯率波動的幅度一直都不是很大，但還是應(yīng)將其作為一個(gè)因素進(jìn)行考慮

（三）實(shí)際利用外資金額（正相關(guān)）

包括對外借款額，外商直接投資和外商其他投資。從外貿(mào)結(jié)構(gòu)上來分析，我國進(jìn)出口額增量的60%以上是由外資投資企業(yè)，特別是制造業(yè)實(shí)現(xiàn)的。在一定程度上外資投資對我國進(jìn)出口具有很強(qiáng)的推動作用。

（四）對外經(jīng)濟(jì)合作完成營業(yè)額（正相關(guān)）

對外經(jīng)濟(jì)合作包括對外承包工程、對外勞務(wù)合作和對外設(shè)計(jì)咨詢等幾個(gè)方面，對外經(jīng)濟(jì)合作的增多，無疑會給中國進(jìn)出口貿(mào)易帶來一定的影響。

二、建立模型

（一）.根據(jù)上述因素的相互關(guān)系，建立如下模型

本文選取了自1989年至2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)見（下）表1：

表 1

（二）利用Eviews軟件對上述模型進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，建立模型如下：

三、檢驗(yàn)與修正

（一）多重共線性檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)各解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果見（下）表2：

X1 X2 X3 X4 1.000000-0.178321 0.935009 0.993380 X1 -0.178321 1.000000 0.106319-0.249175 X2

表 2

表3

從回歸的結(jié)果可以看出X2不顯著，且模型的擬合優(yōu)度很低（R2=0.0182），因此考慮去除X2，重新將Y與其他解釋變量做普通最小二乘回歸，結(jié)果見（下）表4：

表4

回歸結(jié)果顯示，去除X2后模型的擬合優(yōu)度沒有顯著變化，與原回歸相比有所下降，但原因可能是變量個(gè)數(shù)減少所又導(dǎo)致的模型擬合優(yōu)度下降。F統(tǒng)計(jì)量的值在給定顯著水平為5%的情況下依舊較為顯著，但是變量X3和X4此時(shí)不顯著，位能通過t檢驗(yàn)，且X4的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，即對外經(jīng)濟(jì)合作完成營業(yè)額與進(jìn)出口總額成負(fù)相關(guān)關(guān)心，參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)意義不合理。結(jié)合對變量之間的相關(guān)關(guān)系和上述原因的分析，考慮到模型存在較強(qiáng)的多重共線性，并嘗試用逐步回歸法對模型進(jìn)行修正。

模型擬合優(yōu)度較高，且X1顯著。

（2）Y 與X3回歸，結(jié)果為

模型擬合優(yōu)度較高（R2=0.8738），且X3顯著。

（3）Y 與X4回歸，結(jié)果為

模型擬合優(yōu)度較高（R2=0.9127），且X4顯著。

由此可以看出，X1X3X4與Y密切相關(guān)，雖然存在多重共線性，但去除3個(gè)變量中的任何一個(gè)都不會使模型的擬合優(yōu)度得到顯著改善，且X3和X4變量也會因此變得不顯著。考慮到這些因素，保留現(xiàn)有模型，并嘗試用其他方法對模型進(jìn)行修正。

（二）序列相關(guān)性檢驗(yàn)（拉格朗日檢驗(yàn)或DW檢驗(yàn)）

作殘差與時(shí)間t的關(guān)系圖，結(jié)果見（下）圖1：

圖1

（1）拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)

含一階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸過程結(jié)果見（下）表5：

表 5

輔助回歸表達(dá)式為：

LM=21.0035，從伴隨概率值可以看出，在顯著性為5%的水平下，模型存在一階序列相關(guān)性。

含二階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸過程結(jié)果見（下）表6：

表 6

輔助回歸的表達(dá)式為：

LM=21.2258，LM值的伴隨概率值說明模型仍然存在序列相關(guān)性，但是的參數(shù)不顯著，說明模型不存在二階序列相關(guān)性。

（2）DW檢驗(yàn)

由拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)已知模型只存在一階序列相關(guān)性，因此可以用DW檢驗(yàn)。運(yùn)用DW檢驗(yàn)對該模型進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，DW檢驗(yàn)表明，在5%的顯著性水平下，k=4，n=27，查表得dL=1.16，dU=1.65，由回歸結(jié)果可知DW=0.3686，因此DW＜dL，所以存在正自相關(guān)。

判斷模型存在一階序列相關(guān)性之后，運(yùn)用廣義差分進(jìn)行自相關(guān)處理，采用Cochrane-Ocrutt迭代法，結(jié)果見（下）表7：

表 7

（上）表8表明，修正后的模型已經(jīng)不存在序列相關(guān)性，修正后的模型為：

（三）異方差性檢驗(yàn)

運(yùn)用White檢驗(yàn)對該模型進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見（下）表8：

表 8

從（上）表8可知，參數(shù)的t檢驗(yàn)均不顯著，所以不存在異方差性。

（四）單位根檢驗(yàn)

由于模型為時(shí)間序列模型，應(yīng)考慮序列的平穩(wěn)性。所以應(yīng)對時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，采用ADF檢驗(yàn)。

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（X1）的時(shí)序圖：

由GDP（X1）的時(shí)序圖初步判斷序列是不平穩(wěn)的（可以看出該序列可能存在趨勢項(xiàng)。

（2）實(shí)際利用外資金額（X3）的時(shí)序圖

由實(shí)際利用外資金額（X3）的時(shí)序圖初步判斷序列是不平穩(wěn)的（可以看出該序列可能存在趨勢項(xiàng)。

（3）對外經(jīng)濟(jì)合作完成營業(yè)額（X4）的時(shí)序圖

由對外經(jīng)濟(jì)合作完成營業(yè)額（X4）的時(shí)序圖初步判斷序列是不平穩(wěn)的（可以看出該序列可能存在趨勢項(xiàng)。

進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見（下）表9：

表 9

由ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果檢驗(yàn)可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（X1）為二階單整，實(shí)際利用外資金額（）、對外經(jīng)濟(jì)合作完成營業(yè)額（X4）兩個(gè)變量為一階單整，三個(gè)變量之間不是協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而對三個(gè)變量同時(shí)施行取對數(shù)的處理，再對處理后的結(jié)果進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見（下）表10：

表 10

由（上）表10可知，經(jīng)處理后，三個(gè)變量平穩(wěn)。

（五）VAR模型（向量自回歸模型）

結(jié)果見（下）圖2：

圖2

由（上）圖2可知，VAR模型的單位根全部落在單位圓內(nèi)，說明VAR模型穩(wěn)定，建立VAR模型，結(jié)果為：

對模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如（下）表11所示：

表 11

如表11所示，對VAR模型的特征根進(jìn)行跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，對應(yīng)原假設(shè)為None，Atmost1，Atmost2，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量None和Atmost1大于5%顯著水平的臨界值，即在95%的置信水平下拒絕無協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，說明變量之間存在至少1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

結(jié)合上述所有的檢驗(yàn)結(jié)果，最終的模型為：

四、結(jié)論

從最終方程可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)出口貿(mào)易總額有著十分密切的關(guān)系。說明我國目前的生產(chǎn)狀況非常好，在積極發(fā)展對外貿(mào)易的同時(shí)也應(yīng)該繼續(xù)并加強(qiáng)國內(nèi)生產(chǎn)?，F(xiàn)在我國經(jīng)濟(jì)正處于高速發(fā)展時(shí)期，所取得的成就使人震驚，國內(nèi)生產(chǎn)總值也排在世界的前三位。因此我國要繼續(xù)重視人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高，這樣不但會帶動國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時(shí)也可以促進(jìn)我國的進(jìn)出口貿(mào)易。

同時(shí)，由于近幾年我國國際貿(mào)易飛速發(fā)展，對外貿(mào)易依存度逐漸提高，對于對外貿(mào)易的研究也應(yīng)該越來越深入并且細(xì)化至量的研究。但是國際貿(mào)易相對于國內(nèi)貿(mào)易更加復(fù)雜多變，各國有不同的國情，不同的社會制度，不同形式的市場，這些都給具體量化國際貿(mào)易帶來了很大的困難。因此，我們只有在探索的過程中不斷積累經(jīng)驗(yàn)，才能得出更大的成果，才能接受未來世界經(jīng)濟(jì)的種種挑戰(zhàn)。

[1]袁明,董曉文,周麗暉. 基于線性回歸模型的中國進(jìn)出口總額的影響因素分析[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì),2016,(19):122-123.

[2]吳長鳳,鞏馥洲,周宏.影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的宏觀經(jīng)濟(jì)因素分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2000,(05):23-28.

[3]袁昉.影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的宏觀經(jīng)濟(jì)因素分析[J].中國商論,2017,(06):71-72.

[4]樓蕓.北京市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證分析[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2006.

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邊秋實(shí)（1996-），男，漢族，遼寧沈陽人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2014級國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)，學(xué)生，研究方向：國際貿(mào)易、青年創(chuàng)業(yè)；王晨宇（1997-），女，回族，北京人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2015級國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)，學(xué)生，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、國際經(jīng)濟(jì)學(xué)。