中國進出口貿(mào)易影響因素分析

聲產(chǎn)N嘀/學(xué)課程論文題 目 中國進出口貿(mào)易影響因素分析TOC\o"1-5"\h\z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。一一年六月我國進出口貿(mào)易影響因素的計量經(jīng)濟分析摘要：本文利用計量經(jīng)濟分析方法和1995—2009年的時間序列統(tǒng)計資料，建立了我國進出口貿(mào)易影響因素模型，并對下期我國進出口貿(mào)易進行了預(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年金融危機有顯著的影響。關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；影響因素分析；計量經(jīng)濟模型；多重共線性；自相關(guān)性；虛擬變量一、引言中國對外貿(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年金融危機以前，進出口總額占GDP比例曾高達(dá)65%，很顯然，對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟發(fā)展起到了不可低估的作用。因此，對進出口貿(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，分別建立了我國進口與出口的影響因素模型，來分析研究各個因素對我國進出口貿(mào)易的影響方向和力度。二、文獻綜述關(guān)于我國進出口貿(mào)易影響因素的研究，定量研究的文獻占大多數(shù)。何澤（2007）采用計量分析方法，對進出口總額的影響因素進行實證分析，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[11。楊招旭（2010）建立中國進出口的面板數(shù)據(jù)模型，強調(diào)影響本國進出口貿(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)濟學(xué)方法，進行了人民幣匯率的變動對中國貿(mào)易收支影響的實證分析，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)系國。張洪彬，張欣（2010）認(rèn)為中國隊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)濟體對華投資的差異所導(dǎo)致[-1]。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出口貿(mào)易數(shù)據(jù)建立回歸模型，進行實證分析，認(rèn)為外資利用促進了我國進出口的穩(wěn)定發(fā)展國。姚麗芳（1998）在經(jīng)濟學(xué)理論基礎(chǔ)上，通過調(diào)查研究，認(rèn)為影響中國進出口貿(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)備因素舊。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。其中強調(diào)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國服務(wù)貿(mào)易的影響，進一步證實了第三產(chǎn)業(yè)比重是中國進出口貿(mào)易的重要影響因素。自2008年金融危機之后，人民幣一直處在巨大的升值壓力中，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)，通過實證分析得出，人民幣匯率變動與我國進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出口貿(mào)易造成明顯的沖擊聞。梁琦，徐原（2006）也通過計量的實證分析，強調(diào)了人民幣匯率對我國進出口貿(mào)易的主要程度，建立了定量預(yù)測匯率風(fēng)險的線性回歸模型陰。2008年金融危機伴隨著我國進出口貿(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，進行實證研究，指出了2008年金融危機對于我國進出口貿(mào)易確實存在著一定的沖擊影響。本文通過設(shè)計金融危機項目虛擬變量，一方面能夠反映金融危機對我國進出口貿(mào)易的影響，另一方面能夠更加精確的預(yù)測當(dāng)期我國進出口貿(mào)易情況。三、理論模型與數(shù)據(jù)本文要建立進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,進口總額Y2。我國進出口貿(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)濟發(fā)展?fàn)顩r。而一過進出口貿(mào)易又很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平。（4）利用外資（X4）——利用外資可以促進我國對外貿(mào)易的發(fā)展，一般表現(xiàn)為直接用于進口。（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）——進口關(guān)稅稅率是調(diào)節(jié)進口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)的重要手段，較高稅率一般情況下會導(dǎo)致進口數(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，進出口總額總額在經(jīng)濟總量中的比重就會降低。相關(guān)數(shù)據(jù)如下表：表1我國進出口貿(mào)易統(tǒng)計表Y1Y2X1X2年份出口總額進口總額國民總收入（億元）固定資產(chǎn)投資（億元）199512451.8011048.1059810.5320019.30199612576.4011557.4070142.49-22974.00199715160.7011806.5078060.8322913.50199815223.6011626.1083024.2824941.10199916159.8013736.4088479.1528406.20200020634.4018638.8098000.4529854.70200122024.4020159.20108068.2232917.70200226947.9024430.30119095.6937213.50200336287.9034195.60135173.9843499.90200449103.3046435.80159586.7555566.60200562648.1054273.70185808.5670477.43200677594.5963376.86217522.6788773.61200793455.6373284.56267763.66109998.162008100394.9479526.53316228.82137323.94200982029.6968618.37343464.69172828.40表2我國進出口貿(mào)易統(tǒng)計表

X3X4X5X6年份城鄉(xiāng)居民儲蓄（億元）實際利用外資（億美元）國家外匯儲備（十億美元）貨幣發(fā)行量（億元）199529662.30481.3373.6060750.5199638520.80548.05105.0376094.9199746279.80644.08139.8990995.3199853407.47585.57144.96104498.5199959621.83526.59154.68119897.9200064332.38593.56165.57134610.3200173762.43496.72212.17158301.9200286910.65550.11286.41185007.02003103617.65561.40403.25221222.82004119555.39640.72609.93254107.02005141050.99638.05818.87298755.72006161587.30670.761066.34345603.62007172534.19783.391528.25403442.22008217885.35952.531946.03475166.62009260771.70918.042399.15606225.0表3我國進出口貿(mào)易統(tǒng)計表X7X8X9X10年份匯率（人民幣/1美元）居民消費價格指數(shù)關(guān)稅稅率第三產(chǎn)業(yè)（億元）19958.351.17291.830.3319968.311.08301.840.33

19978.291.03319.490.3519988.280.99313.040.3719998.280.99562.230.3820008.281.00750.480.4020018.281.01840.520.4120028.280.99704.270.4220038.281.01923.130.4120048.281.041043.770.4020058.191.021066.170.4020067.971.021141.780.4120077.601.051432.570.4220086.951.061769.950.4220096.830.991483.810.43此外，由于2008年金融危機的影響，我國進出口貿(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），時間序列與進口總額趨勢圖（如圖2），發(fā)現(xiàn)的確存在異常點，即2008年出口總額和進口總額明顯下降，因而本文設(shè)置虛擬變量D1,1 （t=2008，2009）D1=1（其他）

虛擬變量對進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1怔明|對詞口也支1|pnntluanre!|白也1￡狗Linej15nl5畫萩邛如更|1怔明|對詞口也支1|pnntluanre!|白也1￡狗Linej15nl5畫萩邛如更||t巳門江口建［口口□口「s江rti|90.G0080000-7CI000-6CIG00-5CI000-40000-3CIG00-2CI000-1CI000199619QS2DOT2002200420062008EQ口h：UNinuEDworidle:UNtitled：:untttied\圖2我國進口總額趨勢圖四、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：LSY1CX1X2X3X4X5X6X7X8X9X10表4模擬回歸方程輸出結(jié)果?Equation:UNTITLEDWorkfile:UNTITLED::Untfcled\忖即,帕巾匚.|口泡:1||Print||NamE][Fr/e][EstimatElFurcta口||5tats||良僧i也DependentVariable:Y1Method:LeastsquaresDate:06/13/1Time:21:59Samp'R-19952005Includsdobservations:16VariableCoefficientStd.Error1-S1atisticProb.VariableX2X3X4X5X6X7X8泅X2X3X4X5X6X7X8泅X1O-1-11-190.6221420.3-0.5D21530.64191.G071310.3722SG<3163220.01250.1413010.0914131.545T4E0.1971-0.2032630433966-0.4533350.6639-19.2978916,94409-1.13S9160.3183-94.7761575,05210-1.262B040.2753-0.1104100.239364-0.3B156D0.722215235.5419333.4307BSD410.474719516.2426633.97O.7S13040.5051-14.065059.230972-1.5154710.2042-2005960216954.6-1.293U007655R-squared0.39S970(Jeandependentvar42846.21/idjustsdR-squared0.396395S.D.dependentvar32017.46S.Eofregression1922.505Akaikeinfocriterion16.10556Eurnsquaredresid14704109Schwarzcrilerion16.62479Laglikelihood-124.7917Hannan-Quinncriter.18,10003F-slatlstlD387.8994DuiDln-watsonstat2.548090ProtirF-statlsBc)0.000016<| IH—?由上表可知，該模型的Tg=0.998970，—2=0.996395.可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為4：4.2467..模型明顯顯著。但是當(dāng)a=0.1時，回歸系數(shù)t檢驗不顯著。這表明模型可能存在嚴(yán)重的多重共線性。則應(yīng)當(dāng)進行多重共線性檢驗。（一）多重共線性檢驗計算各個解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到下表（表5）：Eviews軟件命令：CORY1X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10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，證實模型確實存在嚴(yán)重的多重共線性?？梢杂弥鸩交貧w的方法，來解決多重共線性。表5相關(guān)系數(shù)矩陣表■編審附口皿梅曲:啊Kt.Otjes%FibhGiTEfafcibrin?irkrh1uMlnIttttKi0地I開I：叨帳駁113^J砌燃127（I破孫制膜13加11譚口跑砂噲娘XI㈱幽1MIM脾微，1811134jBaci11SEHB。覷潮心野。加1篁M聯(lián)32。婦櫛1KXKKIu;m/1械5小盯口的0.^2114S1KB也1開瓶（1煙肝￡l的W喇具[|切修1IIXH“砌所檄1寓博<1溯1742H3E1函1A791I1S:a謝淵assra口窗蹌；4細(xì)風(fēng)胸?|?也短也4100141圈n吟郵_2皈眄27D涮描瑙“汗黨PMipaQ袋糕4卿宵④斷切JtWZ以翎N*0.933^。強皿Q印聯(lián)H11時因3HH1PQ嫡勞1MB0HJ1W50.WIR_o■U幽】-1E5221Q9I比舅4娼母■D9I探41504M7513IIIHOOIJ:ES4的踐能必邇T曄1T,1<L1WK42H1S?1曲41新制4悔號口隹玲iirni4L1W案田潴OMIS釁HM7[畫虢哂11期情。艘頻撼1幡謝融川砌UMI蹴125w。.潮12OT31H陋掰TIJJV1EHKS15Q.淵15QT45B5；Q期日flSESEIB?IESIffllW1.建立一元線性回歸模型由上表中可知，國名總收入乂1與出口總額Y1相關(guān)系數(shù)最大，居民消費指數(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與國名總收入乂1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Y1二+0X2+€作為基本模型。2.將其余變量逐個引入模型，估計結(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，R2增大，且R2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:genrxd1=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(4.209291)-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)Y