影響我國(guó)外貿(mào)進(jìn)口額的因素

1、影響我國(guó)外貿(mào)進(jìn)口額的因素分析改革開放以來，特別是中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以來，進(jìn)口貿(mào)易總額持續(xù)增長(zhǎng)，進(jìn)口增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過同期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增速。1980-2006年，中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額由200.2億美元升至7 916.1億美元，進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大了39.5倍；中國(guó)進(jìn)口占世界的比重由1%升至6.4%，進(jìn)口位次提前了18位，成為世界第三大進(jìn)口國(guó)。然而，中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易在較快增長(zhǎng)的同時(shí)，也呈現(xiàn)出幾起幾落、發(fā)展很不平衡的特點(diǎn)。特別是近幾年，進(jìn)口增速大大低于出口增速，貿(mào)易順差急劇攀升。2004年中國(guó)的貿(mào)易順差僅為320億美元，2007年猛增至2 622億美元，年均增長(zhǎng)91.4%，順差規(guī)模由全球第14位躍至第2位。但是從今年開始

2、，中國(guó)貿(mào)易順差又開始呈現(xiàn)減少趨勢(shì)性。進(jìn)口在國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用是由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需求決定的，生產(chǎn)性的進(jìn)口能帶動(dòng)生產(chǎn)技術(shù)的改進(jìn)和提高，有外在間接的促進(jìn)作用。但進(jìn)口貿(mào)易在高速發(fā)展過程中也面臨一些問題，如進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)不合理，對(duì)戰(zhàn)略資源和外資的進(jìn)口依存度過高，對(duì)引進(jìn)技術(shù)設(shè)備的消化、創(chuàng)新能力不足，貨物進(jìn)口與服務(wù)進(jìn)口發(fā)展不協(xié)調(diào)，環(huán)境監(jiān)管不力造成對(duì)生態(tài)環(huán)境的嚴(yán)重污染等。應(yīng)實(shí)施多元化戰(zhàn)略，優(yōu)化進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提高自主創(chuàng)新能力，擴(kuò)大服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，加大環(huán)境監(jiān)管力度，推動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)良性增長(zhǎng)與可持續(xù)發(fā)展。因此，對(duì)影響我國(guó)外貿(mào)進(jìn)口的因素進(jìn)行分析，找到對(duì)其外貿(mào)進(jìn)口影響較大的因素，提出如何改善這些因素的建議，是非常有現(xiàn)實(shí)意義的

3、。一、模型的設(shè)定影響外貿(mào)進(jìn)口額的因素很多，本文將根據(jù)已有的經(jīng)濟(jì)理論和前輩學(xué)者的研究成果并結(jié)合我國(guó)的的實(shí)際情況取我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、美元對(duì)人民幣匯率（EXC）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、外商直接投資（FDI，億元）、出口額（EXP億元）(五個(gè)影響因素來建立一個(gè)關(guān)于進(jìn)口額（IMP）的多元回歸模型，IMP=f(GDP，CPI，F(xiàn)DI，EXC、LABOR)， 得到模型之后，先對(duì)模型進(jìn)行普通最小二乘法估計(jì)，進(jìn)行包括經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)在內(nèi)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，然后是專門的計(jì)量檢驗(yàn)，包括多重共線性的檢驗(yàn)及其補(bǔ)救、異方差的檢驗(yàn)及其補(bǔ)救、自相關(guān)的檢驗(yàn)及其補(bǔ)救，經(jīng)歷這一切后，得到最終的模

4、型。1、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）長(zhǎng)期以來，關(guān)于出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用一直是關(guān)注的焦點(diǎn)。因?yàn)槌隹诰鸵馕吨鴶U(kuò)大市場(chǎng)，增加就業(yè)和取得外匯收入。但是，對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)擁有巨大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的國(guó)家，決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素主要還是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的需求狀況，而進(jìn)口貿(mào)易的作用則不容忽視。一方面，伴隨經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)而產(chǎn)生的國(guó)內(nèi)投資和消費(fèi)需求擴(kuò)張，超出了本國(guó)的生產(chǎn)供給能力，勢(shì)必引起國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格上漲，從而需要增加進(jìn)口來彌補(bǔ)供求之間的缺口。進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是理論界研究的重點(diǎn)，無論是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派都從不同角度對(duì)二者之間關(guān)系進(jìn)行了論證，進(jìn)口貿(mào)易有利于促進(jìn)本國(guó)技術(shù)創(chuàng)新以及相關(guān)產(chǎn)品出口，提高國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)要素投

5、入數(shù)量和質(zhì)量，優(yōu)化資源配置。但在擴(kuò)大進(jìn)口的過程中仍存在著許多政策障礙，我們應(yīng)大力促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，簡(jiǎn)化管理的行政程序，從多方面實(shí)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性互動(dòng)。綜上所述把國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。2、匯率（EXC）匯率水平是影響進(jìn)出口貿(mào)易的一個(gè)重大因素。經(jīng)濟(jì)學(xué)的常識(shí)告訴我們，本幣升值，意味著其它國(guó)家的貨幣貶值，在進(jìn)行出口貿(mào)易的時(shí)候，同樣的貨物進(jìn)口國(guó)需要拿出更多的本國(guó)貨幣，因此進(jìn)口國(guó)可能轉(zhuǎn)而求其它國(guó)的商品，不利于本國(guó)的出口。而本幣貶值，意味這他國(guó)的貨幣升值，進(jìn)口同樣的貨品需要更多的本幣，不利于他國(guó)出口。人民幣升值對(duì)進(jìn)口比重高、外債規(guī)模大,或擁有高流動(dòng)性、巨額人民幣資產(chǎn)的行業(yè)

6、是長(zhǎng)期利好。對(duì)于以進(jìn)口工業(yè)產(chǎn)品為原材料,或使用進(jìn)口設(shè)備、配件、輔料的企業(yè)而言,升值是一個(gè)利好。從風(fēng)險(xiǎn)來看,人民幣升值后,將下拉以本幣計(jì)算的國(guó)內(nèi)價(jià)格,可能導(dǎo)致鋼材出口減少、進(jìn)口增加,導(dǎo)致行業(yè)供大于求的局面。進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品、國(guó)外原種豬及飼料的成本將有所降低。人民幣升值后,農(nóng)畜產(chǎn)品及飼料的進(jìn)口成本將有所降低,對(duì)于使用進(jìn)口原料的企業(yè)而言,其成本將下降,效益將有所提高。綜上所述把匯率（EXC）作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。3、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）從理論上說，近年來隨著我國(guó)CPI快速增長(zhǎng)，我國(guó)運(yùn)費(fèi)、人力等成本都大幅提高，加上國(guó)際初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格急速上升，肯定會(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)（CP

7、I）作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。4、外商直接投資（FDI，億元）外資企業(yè)的發(fā)展對(duì)我國(guó)商品進(jìn)口的影響是兩方面的。一方面，外商對(duì)我國(guó)的直接投資使得我國(guó)商品進(jìn)口增加。這主要是由于：（1）有的外商利用我國(guó)廉價(jià)的生產(chǎn)成本，從海外進(jìn)口原料或半成品，經(jīng)加工后再出口銷售，80年代成立的外商投資企業(yè)多是以此為目的。（2）有的外商以機(jī)器設(shè)備等實(shí)物形式進(jìn)行投資帶動(dòng)我國(guó)機(jī)器設(shè)備等資本品進(jìn)口額的增加，這與80年代我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)失衡的情況是一致的。（3）有的外商，主要是大的跨國(guó)公司，來華投資是以占領(lǐng)中國(guó)市場(chǎng)為目的，從國(guó)外進(jìn)口原材料和半成品，在我國(guó)國(guó)內(nèi)加工后直接在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)銷售，盡管帶來了諸如就業(yè)率提高、政府財(cái)政收入增加和居

8、民生活水平提高等好處，但客觀上也降低了我國(guó)的貿(mào)易順差。（4）三資企業(yè)從國(guó)外進(jìn)口先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備，既有示范作用，又加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，國(guó)內(nèi)企業(yè)為爭(zhēng)奪市場(chǎng)，就需要更先進(jìn)的設(shè)備，這也會(huì)使商品進(jìn)口增加。另一方面，外資企業(yè)的產(chǎn)品對(duì)進(jìn)口商品又有一定的替代作用。外商在我國(guó)投資，生產(chǎn)的產(chǎn)品在國(guó)內(nèi)銷售，會(huì)替代某些進(jìn)口商品，從而減少了商品進(jìn)口，因此把外商直接投資作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。5、出口額（EX,億元）眾所周知，出口一方面通過增加國(guó)內(nèi)的消費(fèi)和投資需求從而間接地造成進(jìn)口需求的增加，另一方面是造成中間產(chǎn)品需求的增加從而直接促進(jìn)進(jìn)口的增加，因此在這把出口額作為影響進(jìn)口額的一個(gè)因素。二、數(shù)據(jù)說明及其來源本文將選取199

9、0年至2006年的數(shù)據(jù)來對(duì)影響中國(guó)外貿(mào)進(jìn)口的因素來進(jìn)行分析，下表是本文要在模型中用到的數(shù)據(jù)： 年份IMP億美元EX億美元GDP億元EXCCPIFDI億美元1990533.5620.918667.8478.32103.165.961991637.9719.121781.5532.33103.4119.771992805.9849.426923.5551.46106.4581.2419931039.6917.435333.9576.2114.71114.3619941156.11210.148197.9861.87124.1826.819951320.81487.860793.7835.1117.

10、1912.8219961388.31510.571176.6831.42108.3732.7619971423.71827.978973828.98102.8510.0319981402.41837.184402.3827.9199.2521.02199916571949.389677.1827.8398.6412.2320002250.9249299214.6827.84100.4623.820012435.52661109655.2827.7100.7691.9520022951.73256120332.7827.799.2827.6820034127.64382.3135822.8827

11、.7101.21150.6920045612.35933.2159878.3827.68103.91534.7920056599.57619.5183217.4819.17101.81890.6520067914.69689.4211923.5797.18101.51937.27圖中所示我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、美元對(duì)人民幣匯率（EXC）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、外商直接投資（FDI，億元）、出口額（EXP億元）數(shù)據(jù)均來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的統(tǒng)計(jì)年鑒，真實(shí)可靠。三、實(shí)證分析過程先對(duì)模型進(jìn)行普通最小二乘法估計(jì)：運(yùn)用eviews軟件，建立新的工作文件，完成數(shù)據(jù)的導(dǎo)入過程。OLS的估計(jì)結(jié)果如下

12、圖所示：IMP=-2537.949+0.38*EX+0.028*GDP-3.311*EXC+38.04CPI-0.017FDICPI前面的系數(shù)為正符合先驗(yàn)預(yù)期t = (-1.46) (2.7) (2.71) (-2.58) (-1.79) (-0.05) R2= 0.996 F= 578 D-W值= 1.556校正R2=0.995 df=6經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)：EX(出口通過增加國(guó)內(nèi)的消費(fèi)和投資需求從而間接地造成進(jìn)口需求的增加),因此ex系數(shù)為正符合先驗(yàn)預(yù)期。EXC(人民幣對(duì)美元升值會(huì)削弱我國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，削弱我國(guó)出口擴(kuò)張能力，因此EXC系數(shù)為負(fù)符合先驗(yàn)預(yù)期)。FDI(外資企業(yè)的發(fā)展對(duì)我國(guó)商

13、品進(jìn)口的影響是兩方面的,一方面促進(jìn)一方面會(huì)有遏制的作用，在這里FDI的系數(shù)為負(fù)我們也可以說它符合先驗(yàn)預(yù)期)。CPI(隨著CPI的快速增長(zhǎng)，我國(guó)運(yùn)費(fèi)、人力等成本都大幅提高，加上國(guó)際初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格急速上升，肯定會(huì)造成進(jìn)口的增加，在此CPI前面的系數(shù)為正符合先驗(yàn)預(yù)期)。GDP(國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加造成進(jìn)口額的增加，在此GDP前面的系數(shù)為正符合先驗(yàn)預(yù)期).擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2= 0.996，數(shù)值較高，說明模型的擬合度很好。F檢驗(yàn)：模型總體對(duì)應(yīng)的P值趨向于零，我們傾向于拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型的總體具有總計(jì)顯著性。T檢驗(yàn)：在模型的總體具有顯著性的前提下，進(jìn)行t檢驗(yàn)。EX對(duì)應(yīng)的P值為0.0204，小于0.05，所以

14、我們說EX對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。GDP對(duì)應(yīng)的P值為0.0201，小于0.05，所以我們說GDP對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。EXC對(duì)應(yīng)的P值為0.0257，小于0.05，所以我們說EXC對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。CPI對(duì)應(yīng)的P值為0.1，大于0.05，所以我們說CPI對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。FDI對(duì)應(yīng)的P值為0.96，大于0.05，所以我們說FDI對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。下面進(jìn)行專門的計(jì)量檢驗(yàn)：1） 異方差的檢驗(yàn)與補(bǔ)救懷特檢驗(yàn)：在eq01中點(diǎn)擊view,選擇residul tests-cross terms可見n*R2=11.50,對(duì)應(yīng)的p值為0.003172

15、較小，具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明模型中存在異方差。在此利用對(duì)數(shù)變換來達(dá)到消除異方差的目的點(diǎn)擊quick-estimate equation,在equation specification中輸入log(imp) c log(ex) log(gdp) log(exc) log(cpi) log(fdi)然后在估計(jì)窗口中點(diǎn)擊view,選擇residul tests- no cross terms，得到下圖：可見n*R2=7.38,對(duì)應(yīng)的p值為0.6886，較大，拒絕原假設(shè)，不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明模型中不存在異方差，補(bǔ)救有效。自相關(guān)的檢驗(yàn)：DW檢驗(yàn)從上圖中我們已經(jīng)得到DW=2.477，給定顯著性水平0.01

16、，樣本容量為17，k為4，查表得dl=0.57,du=1.63,所以DW大于3.430，小于4,所以模型中存在一階自回歸模式的負(fù)自相關(guān)。在EViews的窗口中點(diǎn)擊QuickEstimate Equation,在彈出的對(duì)話框中的空白處填寫IMP c EX GDP EXC CPI FDI ar(1)，點(diǎn)擊確定，可得如下圖所示的圖表：AR(1)即為p，即是采用迭代法獲得，p=0.617，故可推出該模型的樣本函數(shù)為：IMP=-1906+0.47*EX+0.02*GDP-1.29*EXC+20.78CPI-0.209FDI由此達(dá)到了消除了自相關(guān)的目的。多重共線性的檢驗(yàn)在Eviews窗口中將IMP EX

17、GDP EXC CPI FDI全部選中，右擊點(diǎn)擊Openas Group,將Name默認(rèn)為Group01,雙擊Group01，在其對(duì)話框中點(diǎn)擊ViewCorrelationsCommon Sample,得到如下圖所示的相關(guān)系數(shù)矩陣：我們習(xí)慣把0.8作為參考值，但大于0.8則認(rèn)為系數(shù)間的共線的可能性較大，而由上圖我們可知多個(gè)系數(shù)間的相關(guān)系數(shù)都大于0.8，故我們可推測(cè)EX GDP EXC CPI FDI之間存在多重共線性。為了減弱多重共線性對(duì)模型分析結(jié)果的影響，本文將采用逐步回歸法對(duì)模型模型進(jìn)行修正。具體做法是用因變量進(jìn)口額IMP逐一對(duì)原模型中的自變量進(jìn)行一元回歸分析，再按擬合優(yōu)度R2的大小進(jìn)行排

18、序，選取R2最大的自變量與進(jìn)口額建立一個(gè)一元回歸模型，然后逐個(gè)加入其它自變量，根據(jù)R2和t統(tǒng)計(jì)量來判斷拒絕或接受新加入的自變量，最后得出最佳的多元回歸模型。進(jìn)行逐步回歸后得到新的回歸方程：按R2的大小重新排列為EX>GDP>FDI>EXC>CPI,因此把EX作為基礎(chǔ)回歸方程。然后逐個(gè)加入其它自變量，根據(jù)R2和t統(tǒng)計(jì)量來判斷拒絕或接受新加入的自變量，最后舍棄的變量是GDP EXC CPI FDIImp=0.85*ex+100T 41.57 1.29R2= .9913 F= 1728.7 D-W值= 0.93校正R2= 0.9908 df= 2逐步回歸之后得到的最優(yōu)估計(jì)結(jié)果

19、：下面進(jìn)行修正回歸后異方差的檢驗(yàn)：懷特檢驗(yàn)在最優(yōu)結(jié)果的估計(jì)窗口中點(diǎn)擊view,選擇residul tests-cross terms逐步回歸之后懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果：可見n*R2=11.50,對(duì)應(yīng)的p值為0.029較小，具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明模型中存在異方差。在此利用對(duì)數(shù)變換來達(dá)到消除異方差的目的點(diǎn)擊quick-estimate equation,在equation specification中輸入log(imp) c log(ex) 然后在估計(jì)窗口中點(diǎn)擊view,選擇residul tests- cross terms，得到下圖：可見n*R2=1,對(duì)應(yīng)的p值為0.6，數(shù)值較大，我們傾向于拒絕原假

20、設(shè)，認(rèn)為不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明模型中不存在異方差，補(bǔ)救有效。下面進(jìn)性修正回歸后自相關(guān)的檢驗(yàn)：DW檢驗(yàn)從異方差補(bǔ)救后的估計(jì)結(jié)果中中我們已經(jīng)得到DW=2.13，給定顯著性水平0.01，樣本容量為17，k為1，查表得dl=0.87,du=1.1,所以DW大于0.87，小于1.1,無法確定是否存在自相關(guān)，于是選擇LM檢驗(yàn)：在估計(jì)窗口中點(diǎn)擊view-residual tests-serial correlation LM test 在lags to中填寫2，點(diǎn)擊OK,得到下圖Obs*R-squared對(duì)應(yīng)的p值為0.07 ，p值較大（大于0.05），我們傾向于接受原假設(shè)，認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)在逐步

21、回歸過程中，去除了原模型中的GDP EXC CPI FDI理由是在將它們逐個(gè)加入回歸模型時(shí)，R2沒有顯著上升，并且t都落在接受域內(nèi)。伴隨經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)而產(chǎn)生的國(guó)內(nèi)投資和消費(fèi)需求擴(kuò)張，超出了本國(guó)的生產(chǎn)供給能力，勢(shì)必引起國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格上漲，從而需要增加進(jìn)口來彌補(bǔ)供求之間的缺口。進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是理論界研究的重點(diǎn)，無論是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派都從不同角度對(duì)二者之間關(guān)系進(jìn)行了論證，進(jìn)口貿(mào)易有利于促進(jìn)本國(guó)技術(shù)創(chuàng)新以及相關(guān)產(chǎn)品出口，提高國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)要素投入數(shù)量和質(zhì)量，優(yōu)化資源配置。但在擴(kuò)大進(jìn)口的過程中仍存在著許多政策障礙，這些都是限制進(jìn)口的因素。外資企業(yè)的發(fā)展對(duì)我國(guó)商品進(jìn)口的影響是兩方面的。

22、一方面，外商對(duì)我國(guó)的直接投資使得我國(guó)商品進(jìn)口增加。另一方面，外資企業(yè)的產(chǎn)品對(duì)進(jìn)口商品又有一定的替代作用。外商在我國(guó)投資，生產(chǎn)的產(chǎn)品在國(guó)內(nèi)銷售，會(huì)替代某些進(jìn)口商品，從而減少了商品進(jìn)口。在這種雙重作用下，因此說外商直接投資對(duì)進(jìn)口的影響是不明顯的。理論上說，近年來隨著我國(guó)CPI快速增長(zhǎng)，肯定會(huì)對(duì)我國(guó)的進(jìn)口產(chǎn)生一定的影響，但是由于近年來國(guó)家政策的影響，就算CPI不不變化，進(jìn)口額依舊增長(zhǎng)，所以說CPI對(duì)進(jìn)口額的影響是不明顯的。匯率水平是影響進(jìn)出口貿(mào)易的一個(gè)重大因素。經(jīng)濟(jì)學(xué)的常識(shí)告訴我們，本幣升值，意味著其它國(guó)家的貨幣貶值，在進(jìn)行出口貿(mào)易的時(shí)候，同樣的貨物進(jìn)口國(guó)需要拿出更多的本國(guó)貨幣，因此進(jìn)口國(guó)可能轉(zhuǎn)而求

23、其它國(guó)的商品，不利于本國(guó)的出口。而本幣貶值，意味這他國(guó)的貨幣升值，進(jìn)口同樣的貨品需要更多的本幣，不利于他國(guó)出口。但是我們也應(yīng)該看到，近年來由于世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展穩(wěn)定和國(guó)內(nèi)外環(huán)境的穩(wěn)定，匯率的變化其實(shí)是非常小的，它對(duì)于近年來進(jìn)口貿(mào)易的影響也不大。綜上所述，我們把原模型中的GDP EXC CPI FDI變量移除。四、結(jié)果分析在對(duì)結(jié)果進(jìn)行說明之前，先把各自變量偏回歸系數(shù)一一列出Dependent Variable: LOG(IMP)Method: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 21:18Sample: 1990 2006Included observations:

24、17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0773900.2131820.3630210.7217LOG(EX)0.9753940.02775435.144400.0000出口額（EX）對(duì)進(jìn)口額的影響及其原因分析出口額是影響進(jìn)口的一個(gè)重要的因素。它對(duì)進(jìn)口的影響主要表現(xiàn)在以下兩方面：一方面通過增加國(guó)內(nèi)的消費(fèi)和投資需求從而間接地造成進(jìn)口需求的增加，另一方面是造成中間產(chǎn)品需求的增加從而直接促進(jìn)進(jìn)口的增加。綜上所述，本文根據(jù)現(xiàn)有的理論和我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)際情況，對(duì)影響我國(guó)外貿(mào)進(jìn)口的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。對(duì)于原始模型中自變量存

25、在的嚴(yán)重的多重共線性問題，采用了逐步回歸法來減弱自變量間的多重共線性，取得了一定的效果，得到了比較滿意的分析結(jié)果。實(shí)證分析的結(jié)果表明，出口額對(duì)進(jìn)口額的影響最大，而其它因素，如：GDP EXC CPI FDI 對(duì)進(jìn)口額也有積極的促進(jìn)作用，但總的來說，影響不大。附錄A 初步回歸的詳細(xì)結(jié)果 Estimation Output懷特檢驗(yàn)的結(jié)果異方差補(bǔ)救的結(jié)果 自相關(guān)補(bǔ)救結(jié)果相關(guān)系數(shù)矩陣附錄B 修正后回歸的詳細(xì)結(jié)果Estimation Output懷特檢驗(yàn)結(jié)果異方差修正結(jié)果 LM檢驗(yàn)結(jié)果Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic2.936469    Probability0.088649Obs*R-squar