中國進口貿(mào)易影響因素的實證分析

1、中國進口貿(mào)易影響因素的實證分析 改革幵放以來，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)的快速增長，從 1978年一2000 年國內(nèi)生產(chǎn)總值按可比價格計算增長 64倍，年均增長高達95。 與此同時，進口增長也保持了強勁的勢頭，進口額從 1978年的1089 億美元增加到2000年的22510億美元，增長197倍，同期我國在世界貿(mào) 易中的排名由第30位上升到了前10名。 在我國改革幵放的過程中，進口貿(mào)易為我國經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展發(fā)揮了重 要的作用，隨著我國加入，我國非關(guān)稅壁壘的種類和范圍將逐漸縮小以至 取消，進口關(guān)稅率將逐漸地降低，最終與國際接軌，我國在進口體制方面 將發(fā)生顯著的變化，而進口貿(mào)易在我國未來經(jīng)濟的發(fā)展中的作用和

2、地位將 更加重要。 因此，影響中國進口貿(mào)易因素問題是一個非?，F(xiàn)實而值得深入研究的 問題，對它的研究能為我國進口貿(mào)易政策的制定提供有益的定量依據(jù)。 對這一問題的研究，國內(nèi)已有學(xué)者作了一些工作，姚麗芳運用主成分 分析的方法實證研究了中國外貿(mào)進出口影響的因素；魏巍賢運用協(xié)整分析 技術(shù)與提出的一般到特殊的方法分析了我國進口需求的決定因素，等等。 在實證研究過程中，如果是采用截面數(shù)據(jù)，運用普通最小二乘法的多 元線性回歸，要求所選取的樣本點即不同的國家或地區(qū)具有相同的經(jīng)濟結(jié) 構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)，而這在現(xiàn)實經(jīng)濟中是無法滿足的；同時我們知道，影響一 國進口貿(mào)易的因素有很多，而不同的因素變量之間都不同程度地存在多重

3、共線性或近似多重共線性關(guān)系，對存在多重共線性關(guān)系的變量運用簡單的 線性回歸分析方法，將使得模型極其不穩(wěn)定，且模型往往出現(xiàn)與現(xiàn)實相反 的結(jié)論，而不能解釋所要說明的問題；利用主成分分析方法能有效地消除 所選取自變量間的多重共線性，但是主成分方法在分析過程只考慮了自變 量所包含的信息，而沒有涉及因變量的信息；而利用提出的一般到特殊的 方法，是把在模型中統(tǒng)計不顯著的變量逐一刪除掉，用表現(xiàn)統(tǒng)計顯著的變 量建立模型，這種方法操作方便，但是在建模的過程中刪除統(tǒng)計不顯著的 變量時，同時也把對因變量一些有用的信息刪除了，從而不能全面反映因 變量的影響信息。 針對這些問題，本文采用有第二代回歸分析方法之稱的偏最小

4、二乘 回歸方法，通過建模分析我國進口貿(mào)易的影響因素。 回歸建模的原理與方法 偏最小二乘回歸是一種新型的多元統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析方法，由和等人提出 以后，回歸方法得到廣泛的應(yīng)用，尤其是在化學(xué)和化工領(lǐng)域。 回歸方法是一種消除自變量多重共線性的有效方法，從某種意義說， 回歸方法是改進了的主成分方法，但是又不同于方法，在成分提取的過程 中不僅考慮自變量解釋變量的信息，同時考慮了因變量被解釋變量的信息， 在復(fù)雜的多變量系統(tǒng)中，方法沒有對逐個變量判斷其留取與舍棄，而利用 信息分解的思路，將自變量系統(tǒng)中的信息重新組合，有效地提取對系統(tǒng)解 釋性最強的綜合變量，排除重疊信息或無解釋意義的信息干擾，從而克服 變量多重共線

5、性在系統(tǒng)建模中的不良作用，得到一個更為可靠的分析結(jié)果。 回歸方法有單因變量的回歸與多因變量的回歸，由于研究的問題只涉 及到單因變量，因此只就單因變量的回歸作闡述。 一單因變量回歸方法建模思路 設(shè)因變量和個自變量構(gòu)成的自變量集合 二,1, ,，為了研究因變 量與自變量之間的統(tǒng)計關(guān)系，我們觀測了個樣本點，由此構(gòu)成了維的因變 量向量和自由變量構(gòu)成的 的觀測矩陣=,1,，,oX 回歸方法是首先在矩陣中提取成分 ,1,1為,1的線性組合，要求 ,1應(yīng)可能大的攜帶中的變異信息，且與的相關(guān)程度最大，這樣， ,1盡可 能好地綜合了的信息， 同時對又能最強的解釋能力， 在第一個成分 ,1被提 取后，回歸分析實施

6、對 ,1的回歸及對 ,1的回歸，如果回歸方程已經(jīng)達到 滿意的精度， 則算法終止； 否則， 將利用被 , 1 解釋后的殘余信息進行第二 輪的成分提取，如此反復(fù)迭代，直到能達到一個較滿意的精度為止，若最 終對共提取了個成分 ,1， ， ,，回歸將通過實施對 ,1， ， ,的回歸， 然后表達成關(guān)于原變量 ,1， ， ,的回歸方程。 二回歸方法建模步驟 1將與進行標(biāo)準(zhǔn)化處理， 得到標(biāo)準(zhǔn)化后的自變量矩陣 ,0和因變量矩陣 ,0 附圖 三成分數(shù)的確定 在前面的分析中指出，回歸分析往往只需提取前面?zhèn)€成分 ,1, , 就可以得到一個穩(wěn)定和可靠的模型，對于成分數(shù)如何來確定，既要保證所 提取的成分對系統(tǒng)解釋能力最

7、強，又要克服變量之間的多重共成性關(guān)系， 我們采用國外廣泛應(yīng)用的交互檢驗 ,方法來確定。 交互檢驗是先構(gòu)造統(tǒng)計量預(yù)測誤差平方和 ,，然后求使其達到最小的成 分數(shù)* 即為所求。 關(guān)于的構(gòu)造把所有個樣本點分成兩部分，第一部分是除去某個樣本點 的所有樣本點集合，用這部分樣本點并使用個成分擬合一個回歸方程，第 二部分是把被排除的樣本點代入前面擬合的回歸方程，得到在樣本點上的 擬合值表示采用所有的樣本點，運用含個成分擬合的回歸方程在第個樣本 點的預(yù)測值。 若 2,00975，則認為 ,成分的邊際貢獻是顯著的，應(yīng)增加成分 ,；否 則，認為不應(yīng)再增加成分 , 王惠文， 1999。 實證分析 一變量與數(shù)據(jù)選取

8、本部分我們利用回歸方法建模分析我國進口貿(mào)易的影響因素，根據(jù)經(jīng) 濟學(xué)理論和已有的研究結(jié)論，我們從理論上選取以下變量作為影響我國進 口貿(mào)易的因素總消費支出億元 ,1，全社會固定資產(chǎn)投資億元 ,2，出口額 億元 ,3，人均元人 ,4，匯率人民幣美元 ,5，關(guān)稅稅率 ,6，商品零 售價格指數(shù)以上年=100,7，外商直接投資，億元,8,國內(nèi)經(jīng)濟增長率以 增長率表示 ,9，外匯儲備億元 ,10等 10 個變量。 其中，關(guān)稅稅率以我國進口商品平均關(guān)稅稅率表示，進口貿(mào)易變量以 我國進口貿(mào)易額億元表示，假設(shè)我國的進口供給具有無限彈性。0124 0744 所有變量的數(shù)據(jù)均選取 1980 年2000 年的年度數(shù)據(jù)原

9、始數(shù)據(jù)資料來 自中國統(tǒng)計年鑒，海關(guān)統(tǒng)計年鑒各期，為了研究的方便，考慮對 各時序數(shù)據(jù)取對數(shù)以后并不影響變量之間的關(guān)系，且所得到的數(shù)據(jù)容易得 到平穩(wěn)序列，我們對各變量數(shù)據(jù)作對數(shù)處理，處理后的時序變量分別記 為 ,1,2,3,4,5,6,7,8,8,9,10 。 二實證結(jié)果 首先我們對變量之間的相關(guān)性進行分析，從變量之間的相關(guān)系數(shù)我們 可以發(fā)現(xiàn)，各變量之間都存在較強的相關(guān)性，說明自變量之間存在嚴重的 多重共線性關(guān)系。 在這種情況下，若運用普通最小二乘回歸分析方法，則可能會出現(xiàn)模 型結(jié)論與現(xiàn)實相差較大的情況，導(dǎo)致模型的解釋無效，這 里我們運用回歸分析方法來進行分析。 1 成分的確定 這里我們運用交互檢

10、驗方法的 2,值來確定成分， 從計算結(jié)果發(fā)現(xiàn)選取 2 個成分即可滿足精度要求，具體結(jié)果見表 1 。 表1 成分數(shù)成分 ,1 ,2 0744 ,3 ,4 0868 0976 0012 0976 0988,2 0974 0355 臨界值 00975 00975 表中符號表示成分 ,對的解釋能力 ;, ，其中 ;,=,=1,2，符號表示成分 ,對的解釋能力 ;, ，其中;,=2,=1,2 ，而2表示交互檢驗值，其臨界值 取00975，由于2,2=0355 00975，因此取兩個成分,1,2即可，且它能 解釋 988 的因變量的變異信息，對自變量的信息利用率達到了 868。 2 模型結(jié)果 利用回歸方法

11、得到影響我國進口貿(mào)易因素的回歸模型，結(jié)果見表 2。 表2 我國進口貿(mào)易影響因素的回歸模型 常數(shù)項 ,1 ,3 ,4 ,2 ,5因變量 5798 0137 0143 0146 0139 0156 ,6 ,7 ,8 ,9 ,10因變量 -0066 0088 0145 00097 0086 3 變量投影重要性指標(biāo) 變量投影重要性指標(biāo) ,反映了每一個自變量 的重要性，其計算公式為 附圖 其中 ,表示第個自變量的投影重要性指標(biāo)，表示自變量的個數(shù)， 軸 , 的第個分量，它被用于測量 , 對構(gòu)造 , 成分的邊際貢獻，且對任意的 =1,2，總有， , 值計算結(jié)果見圖 1。 ,在解釋因變量時的作用 ,是 附圖

12、圖1 各變量的值 4 結(jié)果分析 從回歸模型結(jié)果我們可以看出，除關(guān)稅稅率與我國進口額之間表現(xiàn)出 一種負向關(guān)系之外關(guān)稅稅率變量前的系數(shù)為 -0066 ，其他變量與進口額之間 均表現(xiàn)出正向關(guān)系，而且關(guān)稅稅率在圖上對進口貿(mào)易表現(xiàn)出較強的解釋作 用，這說明這國進口貿(mào)易對關(guān)稅稅率比較敏感，關(guān)稅稅率越高越不利于進 口。 而改革開放以來我國一直采用高關(guān)稅政策，這主要是因為進口關(guān)稅稅 率是我國調(diào)節(jié)進口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)，保護國內(nèi)幼稚工業(yè)，增加國家財政收 入的一種重要手段。 隨著我國加入，關(guān)稅稅率將逐漸降低，這將為我國增加進口，進而為 經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮重要作用。 從圖可以發(fā)現(xiàn)，除我國經(jīng)濟增長率及商品零售價格指數(shù)變量在解釋

13、我 國進口貿(mào)易的作用不顯著之外，在圖中分析排在第 9 和第 10 位，其他的 變量均表現(xiàn)出較強的作用，這說明盡管改革開放的二十多年來我國經(jīng)濟以 年均 95 的高速度增長以及物價指數(shù)也經(jīng)歷了大起大落現(xiàn)象，但這對進口 貿(mào)易并沒有明顯的影響。 出口額、匯率、全社會固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、人均、總消費 支出對進口貿(mào)易表現(xiàn)出了顯著的解釋作用， 在圖中分別排在第 1到第 6位， 而其中又以出口額與匯率變量表現(xiàn)最為明顯，在圖中排在第 1 和第 2 位， 這主要是因為出口一方面通過增加國內(nèi)的消費和投資需求從而間接地造 成進口需求的增加，另一方面是造成中間產(chǎn)品需求的增加從而直接促進進 口的增加；而匯率對我國

14、進口需求的影響明顯，隨著人民幣的貶值，進口 需求不降反升，這符合曲線原理，同時也反映我國進口商品缺乏彈性，很 難通過人民幣匯率下調(diào)來限制進口；全社會固定資產(chǎn)投資的增長，促進了 國內(nèi)生產(chǎn)的快速發(fā)展， 人均也隨著增加， 國內(nèi)生產(chǎn)的迅速擴張， 對原材料、 機器設(shè)備等的需求旺盛，依靠大量進口來滿足需求，同時，部分投資直接 用于先進技術(shù)設(shè)備的進口，這都增加了進口需求；外商直接投資與進口往 往表現(xiàn)出互為因果的伴生現(xiàn)象，因為一方面進口是投資的先導(dǎo)，許多的投 資是跟隨市場的開拓而來的，另一方面是跨國公司在我國進行投資之后， 往往伴隨著機器設(shè)備、原材料和零部件的進口；總消費支出對我國進口商 品貿(mào)易作用明顯，說明我國的進口商品中有一部分直接用于消費；外匯儲 備在我國進口需求中也起到了重要的作用，在圖中排在第 7 位，因為外匯 儲備 是具有國際支付能力的貨幣資源，而我國逐年增加的外匯儲備正是進 口貿(mào)易的保證。 結(jié)論 通過分析指出了當(dāng)自變量之間存在多重共線性或近似多重共線性關(guān) 系時，采用回歸方法，能有效消除自變量之間的多重共線性，且使得模型 更加符合實際。 運用回歸方法，分析了影響我國改革幵放 1980年一2000年以來進口 貿(mào)易的因素。 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在所選取的 10個變量中，我國的經(jīng)濟增長率及商品 零售價格指數(shù)變量與進口貿(mào)易之間表現(xiàn)出一種正向關(guān)系，但對進口貿(mào)易影 響不明顯，而關(guān)稅稅率與進口貿(mào)