中國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素分析

1、課程論文題 目 中國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素分析學(xué) 院 專 業(yè) 班 級 課程名稱 學(xué) 號 學(xué)生姓名 指導(dǎo)教師 成績 二一一 年 六月我國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素的計量經(jīng)濟(jì)分析摘要：本文利用計量經(jīng)濟(jì)分析方法和19952009年的時間序列統(tǒng)計資料，建立了我國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素模型，并對下期我國進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行了預(yù)測。建模過程中，處理了多出共線性問題，避免了自相關(guān)性，異方差性等問題。通過設(shè)置虛擬變量，大大增加了模型擬合度。模型結(jié)果表明，我國進(jìn)出口貿(mào)易主要影響因素為GDP，第三產(chǎn)業(yè)比重及匯率。其中，2008年金融危機(jī)有顯著的影響。關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；影響因素分析；計量經(jīng)濟(jì)模型；多重共線性；自相關(guān)性；虛擬變量一、引言

2、 中國對外貿(mào)易三十多年以來，從一個較低的水平發(fā)展到了一個很高的水平，進(jìn)出口總額占GDP的比例從1978年的10%上升到了2009年的44%，且在08年金融危機(jī)以前，進(jìn)出口總額占GDP比例曾高達(dá)65%，很顯然，對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了不可低估的作用。因此，對進(jìn)出口貿(mào)易影響因素的分析，則顯得越來越重要。從目前的理論研究來看，影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的因素有很多，其中主要有國民生產(chǎn)總值、匯率、第三產(chǎn)業(yè)比重等。本文在前人分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合計量分析方法，分別建立了我國進(jìn)口與出口的影響因素模型，來分析研究各個因素對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響方向和力度。二、文獻(xiàn)綜述關(guān)于我國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素的研究，定量研究的文獻(xiàn)占

3、大多數(shù)。何澤（2007）采用計量分析方法，對進(jìn)出口總額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，證明人民幣匯率，服務(wù)業(yè)比重，GDP以及政策性行因素是主要影響因素。楊招旭（2010）建立中國進(jìn)出口的面板數(shù)據(jù)模型，強(qiáng)調(diào)影響本國進(jìn)出口貿(mào)易的影響因素為本國GDP和外國GDP，以及匯率。張石（2008）采用現(xiàn)代計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，進(jìn)行了人民幣匯率的變動對中國貿(mào)易收支影響的實(shí)證分析，結(jié)果表明人民幣匯率與貿(mào)易收支之間存在長期協(xié)整關(guān)系。張洪彬，張欣（2010）認(rèn)為中國隊(duì)東亞主要投資來源地的貿(mào)易逆差以及對美、歐貿(mào)易順差，是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對華投資的差異所導(dǎo)致。因此，增設(shè)利用外資變量。鄒璟（2005）通過對1985年以來外資利用和進(jìn)出口貿(mào)易

4、數(shù)據(jù)建立回歸模型，進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為外資利用促進(jìn)了我國進(jìn)出口的穩(wěn)定發(fā)展。姚麗芳（1998）在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)上，通過調(diào)查研究，認(rèn)為影響中國進(jìn)出口貿(mào)易的因素還有，固定資產(chǎn)投資，外匯儲備，價格指數(shù)，進(jìn)口關(guān)稅稅率等。加起來總共11個影響因素，分為五個主成分，國內(nèi)環(huán)境因素、直接作用因素、外部環(huán)境因素、貿(mào)易條件因素、基礎(chǔ)準(zhǔn)備因素。但很明顯，模型當(dāng)中因素太多，存在嚴(yán)重的多重共線性。梁辰（2006）創(chuàng)造性地從定性分析和定量分析的兩個角度研究了影響中國服務(wù)貿(mào)易的影響因素。其中強(qiáng)調(diào)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國服務(wù)貿(mào)易的影響，進(jìn)一步證實(shí)了第三產(chǎn)業(yè)比重是中國進(jìn)出口貿(mào)易的重要影響因素。自2008年金融危機(jī)之后，人民幣一直處在巨大的

5、升值壓力中，中國對歐美一直存在貿(mào)易順差，也給了歐美不斷對人民幣施壓的理由。季文寶（2006）以彈性論和吸收論為理論基礎(chǔ)，通過實(shí)證分析得出，人民幣匯率變動與我國進(jìn)出口呈相反方向變動，但其影響能力有限，人民幣校幅度的升值不會對我國進(jìn)出口貿(mào)易造成明顯的沖擊。梁琦，徐原（2006）也通過計量的實(shí)證分析，強(qiáng)調(diào)了人民幣匯率對我國進(jìn)出口貿(mào)易的主要程度，建立了定量預(yù)測匯率風(fēng)險的線性回歸模型。2008年金融危機(jī)伴隨著我國進(jìn)出口貿(mào)易額的急轉(zhuǎn)直下，王微（2010）在現(xiàn)有的研究基礎(chǔ)上，利用因子分析和計量分析的方法，進(jìn)行實(shí)證研究，指出了2008年金融危機(jī)對于我國進(jìn)出口貿(mào)易確實(shí)存在著一定的沖擊影響。本文通過設(shè)計金融危機(jī)項(xiàng)

6、目虛擬變量，一方面能夠反映金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，另一方面能夠更加精確的預(yù)測當(dāng)期我國進(jìn)出口貿(mào)易情況。三、理論模型與數(shù)據(jù)本文要建立進(jìn)口和出口影響因素的兩個模型，因此，被解釋變量有兩個，分別為出口總額Y1，進(jìn)口總額Y2。我國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素眾多，本文從定量分析方面考慮，選取的解釋變量如下：（1） GDP（X1）國民總收入體現(xiàn)了一國整體發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不同，對外貿(mào)易情況受到的影響也就不同。（2） 固定資產(chǎn)投資（X2）固定資產(chǎn)投資反映了國內(nèi)環(huán)境因素的變量，間接對我國進(jìn)出口貿(mào)易也產(chǎn)生了一定的影響。（3） 城鄉(xiāng)居民儲蓄（X3）居民儲蓄對從另外的角度又反映了一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。而一過進(jìn)出口貿(mào)易

7、又很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（4） 利用外資（X4）利用外資可以促進(jìn)我國對外貿(mào)易的發(fā)展，一般表現(xiàn)為直接用于進(jìn)口。（5） 國家外匯儲備（X5）外匯儲備是具有國際支付能力的貨幣資源，是我國開展國際貿(mào)易的基礎(chǔ)。（6） 貨幣供給量（X6）貨幣供給量主要通過投資和儲蓄及物價的變化來影響外貿(mào)進(jìn)出口的變化。（7） 匯率（X7）人民幣升值，一般情況下，將會削弱中國產(chǎn)品在國際市場上的競爭囊里，導(dǎo)致出口減少。（8） 居民消費(fèi)價格指數(shù)（X8）高的物價指數(shù)將會導(dǎo)致出口商品成本上升，對我國出口一般情況下，會有反向影響的作用。（9） 關(guān)稅稅率（X9）進(jìn)口關(guān)稅稅率是調(diào)節(jié)進(jìn)口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)的重要手段，較高稅率一

8、般情況下會導(dǎo)致進(jìn)口數(shù)量的減少。（10） 第三產(chǎn)業(yè)比重（X10）第三產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)比重對我國進(jìn)出口貿(mào)易也有不可忽視的 重要影響。一般服務(wù)不出國，所以第三產(chǎn)業(yè)比重越高，進(jìn)出口總額總額在經(jīng)濟(jì)總量中的比重就會降低。相關(guān)數(shù)據(jù)如下表：表1 我國進(jìn)出口貿(mào)易統(tǒng)計表Y1Y2X1X2年份出口總額進(jìn)口總額國民總收入（億元）固定資產(chǎn)投資（億元）199512451.8011048.1059810.5320019.30199612576.4011557.4070142.49-22974.00199715160.7011806.5078060.8322913.50199815223.6011626.1083024.282494

9、1.10199916159.8013736.4088479.1528406.20200020634.4018638.8098000.4529854.70200122024.4020159.20108068.2232917.70200226947.9024430.30119095.6937213.50200336287.9034195.60135173.9843499.90200449103.3046435.80159586.7555566.60200562648.1054273.70185808.5670477.43200677594.5963376.86217522.6788773.6120

10、0793455.6373284.56267763.66109998.162008100394.9479526.53316228.82137323.94200982029.6968618.37343464.69172828.40表2 我國進(jìn)出口貿(mào)易統(tǒng)計表X3X4X5X6年份城鄉(xiāng)居民儲蓄（億元）實(shí)際利用外資（億美元）國家外匯儲備（十億美元）貨幣發(fā)行量（億元）199529662.30481.3373.6060750.5199638520.80548.05105.0376094.9199746279.80644.08139.8990995.3199853407.47585.57144.96104498

11、.5199959621.83526.59154.68119897.9200064332.38593.56165.57134610.3200173762.43496.72212.17158301.9200286910.65550.11286.41185007.02003103617.65561.40403.25221222.82004119555.39640.72609.93254107.02005141050.99638.05818.87298755.72006161587.30670.761066.34345603.62007172534.19783.391528.25403442.2200

12、8217885.35952.531946.03475166.62009260771.70918.042399.15606225.0表3 我國進(jìn)出口貿(mào)易統(tǒng)計表X7X8X9X10年份匯率（人民幣/1美元）居民消費(fèi)價格指數(shù)關(guān)稅稅率第三產(chǎn)業(yè)（億元）19958.351.17291.830.3319968.311.08301.840.3319978.291.03319.490.3519988.280.99313.040.3719998.280.99562.230.3820008.281.00750.480.4020018.281.01840.520.4120028.280.99704.270.422003

13、8.281.01923.130.4120048.281.041043.770.4020058.191.021066.170.4020067.971.021141.780.4120077.601.051432.570.4220086.951.061769.950.4220096.830.991483.810.43此外，由于2008年金融危機(jī)的影響，我國進(jìn)出口貿(mào)易也產(chǎn)生巨大的變動。建立時間序列與出口總額趨勢圖（如圖1），時間序列與進(jìn)口總額趨勢圖（如圖2），發(fā)現(xiàn)的確存在異常點(diǎn)，即2008年出口總額和進(jìn)口總額明顯下降，因而本文設(shè)置虛擬變量D1， 1 （t=2008，2009）D1=0 （其他） 虛擬變

14、量對進(jìn)口總額和出口總額可能既有截距影響和斜率影響，則增設(shè)XD1=X1*D1圖1 我國出口總額趨勢圖圖2 我國進(jìn)口總額趨勢圖四、建模過程模型一：為估計模型參數(shù)，根據(jù)已有的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用最小二乘回歸法，得到如下結(jié)果（表4）：Eviews命令為：LS Y1 C X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10表4 模擬回歸方程輸出結(jié)果 由上表可知，該模型的=0.998970，=0.996395.可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為454.2467.模型明顯顯著。但是當(dāng)=0.1時，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)不顯著。這表明模型可能存在嚴(yán)重的多重共線性。則應(yīng)當(dāng)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。（一）多重共線性檢驗(yàn)計算各個解釋變量的

15、相關(guān)系數(shù)，得到下表（表5）：Eviews 軟件命令：COR Y1 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10由表中可以看出，各個解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)模型確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。可以用逐步回歸的方法，來解決多重共線性。表5 相關(guān)系數(shù)矩陣表1. 建立一元線性回歸模型由上表中可知，國名總收入X1與出口總額Y1相關(guān)系數(shù)最大，居民消費(fèi)指數(shù)X8與出口總額相關(guān)系數(shù)不大，可以直接剔除。城鄉(xiāng)居民儲蓄X3，貨幣發(fā)行量X6與國名總收入X1高度相關(guān)，城鄉(xiāng)居民儲蓄與貨幣發(fā)行量也高度相關(guān)。所以，三者之間，只能保留一個。所以，以Y1=+X2+作為基本模型。2. 將其余變量逐個引入模型，估

16、計結(jié)果列入表（其中括號里的數(shù)字為t統(tǒng)計量的值）由下表可以看出，向模型中一次引入單個變量，引入的變量均不顯著，但相對來說，模型Y1=f(x1,x7) 的擬合優(yōu)度最高，所以再將該模型作為基本模型，逐步引入其他變量。再向模型Y1=f(x1,x7)中，依次引入單個變量，引入的變量均不顯著，但是引入變量X10時，增大，且也增大，則應(yīng)當(dāng)以模型Y1=f(x1,x7,X10)為基礎(chǔ)，引入虛擬變量，采用加法模式和乘法模式相結(jié)合。Eviews命令：genr xd1=x1*d1表6 逐步回歸分析結(jié)果模型X1X2X4X5Y1=f(x1)0.334506(12.24472)Y1=f(x1,x2)0.489963(4.2

17、09291)-0.286929(-1.371381)Y1=f(x1,x4)0.383308(5.228959)-34.07476(-0.719660)Y1=f(x1,x5)0.740415(4.713436)-50.73137(-2.611414)Y1=f(x1,x7)0.489022(8.522690)Y1=f(x1,x9)0.215702(24.71541)Y1=f(x1,x10)0.336867(8.218171)Y1=f(x1,x7,X2)0.587996(5.817608)-0.203453(-1.180622)Y1=f(x1,x7,x4)0.459948(7.424282)53.8

18、6197(1.154280)Y1=f(x1,x7,x5)0.610583(3.254589)-21.12406(-0.682215)Y1=f(x1,x7,x9)0.434980(3.597929)Y1=f(x1,x7,x10)0.581396(8.067378)表7 逐步回歸分析結(jié)果模型X7X9X10Y1=f(x1)0.9202130.914075Y1=f(x1,x2)0.9310230.919527Y1=f(x1,x4)0.9235140.910766Y1=f(x1,x5)0.9491250.940645Y1=f(x1,x7)30639.690.9532300.945434(2.910530

19、)Y1=f(x1,x9)24.71541(1.596251)0.9341870.923218Y1=f(x1,x10)-9180.463(-0.079949)0.9202550.906964Y1=f(x1,x7,X2)28407.59(2.697858)0.9584900.947168Y1=f(x1,x7,x4)40171.23(3.027829)0.9582820.946905Y1=f(x1,x7,x5)21229.64(1.213131)0.9551280.942890Y1=f(x1,x7,x9)27488.52(2.201944)7.936529(0.512744)0.9543210.94

20、1863Y1=f(x1,x7,x10)40309.02(3.696491)-169573.8(-1.861507)0.9644340.954734表8 逐步回歸分析結(jié)果模型x1x7x10d1xd1Y1=f(x1,x7,x10,d)0.527117(6.174762)19268.71(0.906347)-149232.8(-1.630117)-19296.59(-1.147191)0.9685700.955998Y1=f(x1,x7,x10,d,xd1)0.513377(23.84133)12957.75(2.408385)-137657.6(-5.964348)330977.7(11.3953

21、3)-1.080047(-12.19010)0.9982050.997208由上表可知，虛擬變量對Y1即有截距項(xiàng)影響，又有斜率項(xiàng)影響。則經(jīng)過以上的逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定的國家出口額影響因素方程為Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1T= (23.84133) (2.408395) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793（二）自相關(guān)檢驗(yàn)（1）殘差圖分析：在方

22、程窗口中點(diǎn)擊Resids按鈕，從顯示的殘差圖分布圖可知，可能存在四階自相關(guān)性。圖3 Y1殘差圖（2）模型的DW值為2.428787，n=15，k=3，查DW檢驗(yàn)表，得=0.814，=1.750，2<DW<4-,認(rèn)為不存在一階自相關(guān)性。（3）偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（如表9）：在殘差序列偏相關(guān)系數(shù)中，偏相關(guān)系數(shù)均未超過0.5，但四階偏相關(guān)系數(shù)較大，則極小可能存在四階自相關(guān)性。表9 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果（4）BG檢驗(yàn)（如表10），取滯后期為5，得到輔助回歸模型臨界概率值p=0.0512，在95%的概率保證程度下，不存在自相關(guān)性。但在90%概率程度下，存在自相關(guān)性。其中，的t檢驗(yàn)顯著，說明可能存在自

23、相關(guān)性。表10 BG檢驗(yàn)結(jié)果（5）利用廣義差分法重新估計模型，加上ar(2),ar(4),因?yàn)镈W檢驗(yàn)表明不存在一階自相關(guān)性，所以此處只加上兩項(xiàng)。輸出結(jié)果（如表11），ar(2),ar(4)回歸系數(shù)均不顯著。則先剔除ar（4），輸出結(jié)果（如表12），ar（2）回歸系數(shù)仍然不顯著。再剔除ar（2），保留ar（4），輸入結(jié)果（如表13）。由以下三次檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型不存在顯著的自相關(guān)性。則模型估計結(jié)果不變，如下：Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1T= (23.84133) (2.408395)

24、(-5.964348) (11.39533) (-12.19010)=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793表11 廣義差分法輸出結(jié)果（1）表12 廣義差分法輸出結(jié)果（2）表13 廣義差分法輸出結(jié)果（3）（三）異方差性檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)（如表12），得到輔助回歸方程的n=4.707611，p=0.8895,所以模型不存在異方差性。表12 White檢驗(yàn)輸出結(jié)果模型二：同理可得，我國進(jìn)口總額影響因素模型，估計結(jié)果如（表12）：由下表可知，該模型的=0.998083，=0.997019.可決系數(shù)很高，模型擬合優(yōu)度很高。F檢驗(yàn)值

25、為937.3373。模型明顯顯著。且各回歸系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。表12 模擬回歸方程輸出結(jié)果 殘差圖（如圖4），認(rèn)為模型不存在自相關(guān)性。DW=1.81，不存在顯著的一階自相關(guān)性。偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（如表13），表明模型不存在顯著的自相關(guān)性。圖4 Y2殘差圖表13 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果 模型White異方差檢驗(yàn)結(jié)果（如表14），p=0.86，接受原假設(shè)，表明模型不存在顯著的異方差性。表14 White異方差檢驗(yàn)結(jié)果五、模型分析模型一：Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1T= (23.84133) (2.4

26、08395) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793模型二：Y2=-253839.3+0.4743867X1+32289.91X7-1107825.8X10+223381.1D1-0.693036XD1T= (26.73652) (7.283560) (-5.669757) (9.333694) (-9.492910)=0.998083 =0.997019 DW=1.812186 F=937.3373 SE=1394.018根據(jù)所建立的計量經(jīng)濟(jì)模型，影響我國

27、進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易的主要因素是國民生產(chǎn)總值、匯率、第三產(chǎn)業(yè)比重和金融危機(jī)的影響。解釋變量對出口總額的解釋能力分別達(dá)到了99.8205%和99.8083%。從各因素的t統(tǒng)計值來看，各因素影響的重要程度依次國名生產(chǎn)總值、金融危機(jī)影響、匯率變動。國民生產(chǎn)總值是影響我國進(jìn)出口貿(mào)易的最主要因素。國民生產(chǎn)總值變動一個單位，我國進(jìn)口總額將同向變動0.513377個單位，出口總額將變動0.4743867個單位。1美元等值的人民幣每增加一個單位，即人民幣每貶值一個單位，我國口總額將會增加12957.75個單位，而進(jìn)口總額將會增加32289.91個單位。相關(guān)理論認(rèn)為，目前拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的主要是投資和出口，國內(nèi)的投資和生產(chǎn)主要是對外出口服務(wù)，此時進(jìn)口很大程度上由出口決定，即“出口拉動進(jìn)口”模式。結(jié)合該理論，分析模型，當(dāng)匯率貶值時，出口產(chǎn)品更具有價格上的競爭優(yōu)勢從而導(dǎo)致出口增加，出口企業(yè)創(chuàng)造的利潤，同時拉動進(jìn)口總額增加。當(dāng)人民幣升值時，則會導(dǎo)致