李京鳴

摘 要：本文根據(jù)2001-2013年我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中商品進(jìn)口額影響因素的各項(xiàng)數(shù)據(jù)和指標(biāo)，主要從商品進(jìn)口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、人民幣對(duì)美元年平均直接匯率等相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸模型，建立回歸方程，就中國(guó)商品進(jìn)口額變化，對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的影響因素進(jìn)行分析。

關(guān)鍵詞：商品進(jìn)口額；對(duì)外貿(mào)易；計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

文章編號(hào)：1004-7026（2018）02-0042-02 中國(guó)圖書(shū)分類(lèi)號(hào)：F224 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額逐年增加，從一個(gè)較低的水平發(fā)展到了一個(gè)很高的水平，為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了重要貢獻(xiàn)，很明顯，對(duì)外貿(mào)易繁榮的對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)起到極大的促進(jìn)作用。然而長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)政府和學(xué)者更注重出口貿(mào)易，而忽略了進(jìn)口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中起到的重要作用。區(qū)別于對(duì)出口貿(mào)易的補(bǔ)貼和優(yōu)惠政策，為了保障民族產(chǎn)業(yè)和國(guó)內(nèi)廠商的發(fā)展，政府進(jìn)在進(jìn)口貿(mào)易方面實(shí)施了一系列關(guān)稅等限制政策，從而使商品進(jìn)口額的增長(zhǎng)額總是低于出口額的增長(zhǎng)，使得貿(mào)易順差越來(lái)越大，巨額的貿(mào)易順差帶來(lái)了劇烈的的貿(mào)易摩擦。所以我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易不能在出口貿(mào)易過(guò)于積極，要穩(wěn)中求勝，增加進(jìn)口貿(mào)易的重視程度，減少貿(mào)易摩擦和對(duì)外貿(mào)易依賴(lài)，使中國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步高速增長(zhǎng)。

從目前的理論的研究來(lái)看，影響我國(guó)商品進(jìn)口額的因素主要有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、人民幣對(duì)美元年平均匯率（直接標(biāo)價(jià)法）等相關(guān)數(shù)據(jù)。本文根據(jù)2001-2013年我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中商品進(jìn)口額影響因素的各項(xiàng)數(shù)據(jù)和指標(biāo)，主要從商品進(jìn)口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、人民幣對(duì)美元年平均直接匯率等相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸模型，建立回歸方程，就中國(guó)商品進(jìn)口額變化，對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的影響因素進(jìn)行分析，以期探究出適合我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的策略。

1 我國(guó)商品進(jìn)口額與影響因素的變量

影響商品進(jìn)口額的因素主要是各國(guó)的經(jīng)濟(jì)水平、進(jìn)出口政策、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、匯率、國(guó)際貿(mào)易市場(chǎng)價(jià)格等。從理論上講，各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)各國(guó)進(jìn)口貿(mào)易起著決定性的作用。

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最有效的指標(biāo)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)程度正向影響著國(guó)際貿(mào)易的緊密程度，從而推動(dòng)國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。在歷經(jīng)幾十年的改革開(kāi)放后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，綜合實(shí)力日趨強(qiáng)勁，GDP躍居世界第二位。并且自我國(guó)于2001年12月11日正式成為世貿(mào)組織成員后至今，中國(guó)已經(jīng)是相互聯(lián)系相互依存的全球經(jīng)濟(jì)中的重要成員，國(guó)際經(jīng)貿(mào)往來(lái)日益廣泛而頻繁。

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）也是一種度量通貨膨脹水平的工具，當(dāng)一國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上升時(shí)，也表明該國(guó)的通貨膨脹率上升，即貨幣的購(gòu)買(mǎi)力下降，從而因此減少消費(fèi)，從理論上來(lái)看，近年來(lái)隨著我國(guó)CPI快速增長(zhǎng)，我國(guó)人力資本、運(yùn)費(fèi)等成本都大幅度提高，外加國(guó)際初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格飆升，難免會(huì)對(duì)我國(guó)的進(jìn)口產(chǎn)生一定的影響，因此把消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。

匯率是兩國(guó)貨幣之間的相對(duì)比價(jià)（本文采用人民幣對(duì)美元匯率直接標(biāo)價(jià)）。匯率的高低變化對(duì)商品進(jìn)口額的增減有一定的影響，我國(guó)采用直接標(biāo)價(jià)法。當(dāng)外匯匯率下降時(shí)，相當(dāng)于本國(guó)貨幣升值，從而間接的表現(xiàn)為進(jìn)口商品價(jià)格的下降，使國(guó)民對(duì)進(jìn)口商品的需求增加，最終使商品進(jìn)口額增加。

2 商品進(jìn)口額模型的建立與分析

2.1 數(shù)據(jù)的收集

根據(jù)解釋變量和被解釋變量的確定，設(shè)Y為商品進(jìn)口額，X1、X2、X3分別表示國(guó)民生產(chǎn)總值GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、人民幣對(duì)美元年平均匯率（直接標(biāo)價(jià)法）。通過(guò)模型的建立和檢驗(yàn)，從中判斷出這些解釋變量的影響程度，然后針對(duì)相應(yīng)的結(jié)果得出一些可能的解決辦法。下表是從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》獲取的2001至2013年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，得表1。

2.2 模型的建立和分析

2.2.1 利用最小二乘法建立回歸模型。該模型R2=

0.918 078，修正的R2=0.890 771，可決系數(shù)較高，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好，但顯然X1、X2、X3回歸系數(shù)均未通過(guò)T檢驗(yàn)。且X2的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期相反，表明模型可能存在多重共線性。

2.2.2 對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。由相關(guān)矩陣可知，每一個(gè)解釋變量都與商品進(jìn)口額高度相關(guān)，但同時(shí)解釋變量之間也存在高度的相關(guān)性。根據(jù)理論分析，顯然國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增加影響著居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），GDP和CPI是通過(guò)預(yù)期的方式聯(lián)系在一起的。當(dāng)GDP上升，并且伴隨著工業(yè)產(chǎn)品價(jià)格走高的預(yù)期形成時(shí)，自然也就存在商品價(jià)格漲價(jià)的預(yù)期，從而引起CPI的增長(zhǎng)（本文采用預(yù)期說(shuō)）。由于匯率波動(dòng)極其復(fù)雜，對(duì)GDP、CPI的影響也不是非常直觀，故其與GDP、CPI之間存在的相關(guān)性解釋?zhuān)蛔鳛楸疚目疾斓闹攸c(diǎn)。在這里，我們考慮通過(guò)利用變量變換來(lái)實(shí)現(xiàn)降低多重共線性的目的。對(duì)模型進(jìn)行相對(duì)指標(biāo)的計(jì)算，將模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，在對(duì)其進(jìn)行模型估計(jì)。

模型估計(jì)結(jié)果為：

LNY=-26.24212+3.244129LNX1-2.008405LNX2+5.291235LNX3

（2.137319） （ 0.336921） （0.629705） （0.520011）

T= （-12.27805） （9.628762） （-3.189438） （10.17524）

R2=0.996013 AR2=0.994683 F=749.3619

該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為=749.3619，明顯顯著。當(dāng)α=0.05時(shí)，t0.025（13-4）=2.262，所有系數(shù)估計(jì)值高度顯著，且CPI的系數(shù)具有了與預(yù)期相同的正確的符號(hào)。多重共線性得到了解決，回歸方程得到確定。

2.2.3 自相關(guān)性檢驗(yàn)。時(shí)間序列回歸方程容易產(chǎn)生自相關(guān)性，模型是否存在自相關(guān)性對(duì)模型的分析也存在重要影響，為了進(jìn)一步完善模型，利用BG檢驗(yàn)（LM檢驗(yàn)）進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。由于P=0.2055>0.05，所以接受原假設(shè)，模型不存在異方差性。