中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析

1、中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析 改革幵放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了持續(xù)的快速增長(zhǎng)，從 1978年一2000 年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值按可比價(jià)格計(jì)算增長(zhǎng) 64倍，年均增長(zhǎng)高達(dá)95。 與此同時(shí)，進(jìn)口增長(zhǎng)也保持了強(qiáng)勁的勢(shì)頭，進(jìn)口額從 1978年的1089 億美元增加到2000年的22510億美元，增長(zhǎng)197倍，同期我國(guó)在世界貿(mào) 易中的排名由第30位上升到了前10名。 在我國(guó)改革幵放的過(guò)程中，進(jìn)口貿(mào)易為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展發(fā)揮了重 要的作用，隨著我國(guó)加入，我國(guó)非關(guān)稅壁壘的種類和范圍將逐漸縮小以至 取消，進(jìn)口關(guān)稅率將逐漸地降低，最終與國(guó)際接軌，我國(guó)在進(jìn)口體制方面 將發(fā)生顯著的變化，而進(jìn)口貿(mào)易在我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中的作用和

2、地位將 更加重要。 因此，影響中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易因素問(wèn)題是一個(gè)非?，F(xiàn)實(shí)而值得深入研究的 問(wèn)題，對(duì)它的研究能為我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易政策的制定提供有益的定量依據(jù)。 對(duì)這一問(wèn)題的研究，國(guó)內(nèi)已有學(xué)者作了一些工作，姚麗芳運(yùn)用主成分 分析的方法實(shí)證研究了中國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口影響的因素；魏巍賢運(yùn)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(guó)進(jìn)口需求的決定因素，等等。 在實(shí)證研究過(guò)程中，如果是采用截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通最小二乘法的多 元線性回歸，要求所選取的樣本點(diǎn)即不同的國(guó)家或地區(qū)具有相同的經(jīng)濟(jì)結(jié) 構(gòu)和生產(chǎn)技術(shù)，而這在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中是無(wú)法滿足的；同時(shí)我們知道，影響一 國(guó)進(jìn)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(duì)存在多重共線性關(guān)系的變量運(yùn)用簡(jiǎn)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(shí)相反 的結(jié)論，而不能解釋所要說(shuō)明的問(wèn)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(guò)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(jì)不顯著的變量逐一刪除掉，用表現(xiàn)統(tǒng)計(jì)顯著的變 量建立模型，這種方法操作方便，但是在建模的過(guò)程中刪除統(tǒng)計(jì)不顯著的 變量時(shí)，同時(shí)也把對(duì)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(duì)這些問(wèn)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(guò)建模分析我國(guó)進(jìn)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(jì)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(shuō)， 回歸方法是改進(jìn)了的主成分方法，但是又不同于方法，在成分提取的過(guò)程 中不僅考慮自變量解釋變量的信息，同時(shí)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(duì)逐個(gè)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(duì)系統(tǒng)解 釋性最強(qiáng)的綜合變量，排除重疊信息或無(wú)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(gè)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(wèn)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(gè)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(jì)關(guān)系，我們觀測(cè)了個(gè)樣本點(diǎn)，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(cè)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(shí)對(duì)又能最強(qiáng)的解釋能力， 在第一個(gè)成分 ,1被提 取后，回歸分析實(shí)施

6、對(duì) ,1的回歸及對(duì) ,1的回歸，如果回歸方程已經(jīng)達(dá)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(jìn)行第二 輪的成分提取，如此反復(fù)迭代，直到能達(dá)到一個(gè)較滿意的精度為止，若最 終對(duì)共提取了個(gè)成分 ,1， ， ,，回歸將通過(guò)實(shí)施對(duì) ,1， ， ,的回歸， 然后表達(dá)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(jìn)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?jǐn)?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(gè)穩(wěn)定和可靠的模型，對(duì)于成分?jǐn)?shù)如何來(lái)確定，既要保證所 提取的成分對(duì)系統(tǒng)解釋能力最

7、強(qiáng)，又要克服變量之間的多重共成性關(guān)系， 我們采用國(guó)外廣泛應(yīng)用的交互檢驗(yàn) ,方法來(lái)確定。 交互檢驗(yàn)是先構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量預(yù)測(cè)誤差平方和 ,，然后求使其達(dá)到最小的成 分?jǐn)?shù)* 即為所求。 關(guān)于的構(gòu)造把所有個(gè)樣本點(diǎn)分成兩部分，第一部分是除去某個(gè)樣本點(diǎn) 的所有樣本點(diǎn)集合，用這部分樣本點(diǎn)并使用個(gè)成分?jǐn)M合一個(gè)回歸方程，第 二部分是把被排除的樣本點(diǎn)代入前面擬合的回歸方程，得到在樣本點(diǎn)上的 擬合值表示采用所有的樣本點(diǎn)，運(yùn)用含個(gè)成分?jǐn)M合的回歸方程在第個(gè)樣本 點(diǎn)的預(yù)測(cè)值。 若 2,00975，則認(rèn)為 ,成分的邊際貢獻(xiàn)是顯著的，應(yīng)增加成分 ,；否 則，認(rèn)為不應(yīng)再增加成分 , 王惠文， 1999。 實(shí)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(guó)進(jìn)口貿(mào)易的影響因素，根據(jù)經(jīng) 濟(jì)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(guó)進(jìn) 口貿(mào)易的因素總消費(fèi)支出億元 ,1，全社會(huì)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(jià)格指數(shù)以上年=100,7，外商直接投資，億元,8,國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率以 增長(zhǎng)率表示 ,9，外匯儲(chǔ)備億元 ,10等 10 個(gè)變量。 其中，關(guān)稅稅率以我國(guó)進(jìn)口商品平均關(guān)稅稅率表示，進(jìn)口貿(mào)易變量以 我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額億元表示，假設(shè)我國(guó)的進(jìn)口供給具有無(wú)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(lái) 自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，海關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒各期，為了研究的方便，考慮對(duì) 各時(shí)序數(shù)據(jù)取對(duì)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(duì)各變量數(shù)據(jù)作對(duì)數(shù)處理，處理后的時(shí)序變量分別記 為 ,1,2,3,4,5,6,7,8,8,9,10 。 二實(shí)證結(jié)果 首先我們對(duì)變量之間的相關(guān)性進(jìn)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(qiáng)的相關(guān)性，說(shuō)明自變量之間存在嚴(yán)重的 多重共線性關(guān)系。 在這種情況下，若運(yùn)用普通最小二乘回歸分析方法，則可能會(huì)出現(xiàn)模 型結(jié)論與現(xiàn)實(shí)相差較大的情況，導(dǎo)致模型的解釋無(wú)效，這 里我們運(yùn)用回歸分析方法來(lái)進(jìn)行分析。 1 成分的確定 這里我們運(yùn)用交互檢

10、驗(yàn)方法的 2,值來(lái)確定成分， 從計(jì)算結(jié)果發(fā)現(xiàn)選取 2 個(gè)成分即可滿足精度要求，具體結(jié)果見表 1 。 表1 成分?jǐn)?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(hào)表示成分 ,對(duì)的解釋能力 ;, ，其中 ;,=,=1,2，符號(hào)表示成分 ,對(duì)的解釋能力 ;, ，其中;,=2,=1,2 ，而2表示交互檢驗(yàn)值，其臨界值 取00975，由于2,2=0355 00975，因此取兩個(gè)成分,1,2即可，且它能 解釋 988 的因變量的變異信息，對(duì)自變量的信息利用率達(dá)到了 868。 2 模型結(jié)果 利用回歸方法

11、得到影響我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易因素的回歸模型，結(jié)果見表 2。 表2 我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響因素的回歸模型 常數(shù)項(xiàng) ,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(gè)自變量 的重要性，其計(jì)算公式為 附圖 其中 ,表示第個(gè)自變量的投影重要性指標(biāo)，表示自變量的個(gè)數(shù)， 軸 , 的第個(gè)分量，它被用于測(cè)量 , 對(duì)構(gòu)造 , 成分的邊際貢獻(xiàn)，且對(duì)任意的 =1,2，總有， , 值計(jì)算結(jié)果見圖 1。 ,在解釋因變量時(shí)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(guó)進(jìn)口額之間表現(xiàn)出 一種負(fù)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(jìn)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(duì)進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出較強(qiáng)的解釋作 用，這說(shuō)明這國(guó)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)關(guān)稅稅率比較敏感，關(guān)稅稅率越高越不利于進(jìn) 口。 而改革開放以來(lái)我國(guó)一直采用高關(guān)稅政策，這主要是因?yàn)檫M(jìn)口關(guān)稅稅 率是我國(guó)調(diào)節(jié)進(jìn)口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)，保護(hù)國(guó)內(nèi)幼稚工業(yè)，增加國(guó)家財(cái)政收 入的一種重要手段。 隨著我國(guó)加入，關(guān)稅稅率將逐漸降低，這將為我國(guó)增加進(jìn)口，進(jìn)而為 經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮重要作用。 從圖可以發(fā)現(xiàn)，除我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及商品零售價(jià)格指數(shù)變量在解釋

13、我 國(guó)進(jìn)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(qiáng)的作用，這說(shuō)明盡管改革開放的二十多年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)以 年均 95 的高速度增長(zhǎng)以及物價(jià)指數(shù)也經(jīng)歷了大起大落現(xiàn)象，但這對(duì)進(jìn)口 貿(mào)易并沒有明顯的影響。 出口額、匯率、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、人均、總消費(fèi) 支出對(duì)進(jìn)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?yàn)槌隹谝环矫嫱ㄟ^(guò)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；而匯率對(duì)我國(guó)

14、進(jìn)口需求的影響明顯，隨著人民幣的貶值，進(jìn)口 需求不降反升，這符合曲線原理，同時(shí)也反映我國(guó)進(jìn)口商品缺乏彈性，很 難通過(guò)人民幣匯率下調(diào)來(lái)限制進(jìn)口；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，促進(jìn)了 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的快速發(fā)展， 人均也隨著增加， 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的迅速擴(kuò)張， 對(duì)原材料、 機(jī)器設(shè)備等的需求旺盛，依靠大量進(jìn)口來(lái)滿足需求，同時(shí)，部分投資直接 用于先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的進(jìn)口，這都增加了進(jìn)口需求；外商直接投資與進(jìn)口往 往表現(xiàn)出互為因果的伴生現(xiàn)象，因?yàn)橐环矫孢M(jìn)口是投資的先導(dǎo)，許多的投 資是跟隨市場(chǎng)的開拓而來(lái)的，另一方面是跨國(guó)公司在我國(guó)進(jìn)行投資之后， 往往伴隨著機(jī)器設(shè)備、原材料和零部件的進(jìn)口；總消費(fèi)支出對(duì)我國(guó)進(jìn)口商 品貿(mào)易作用明顯，說(shuō)明我國(guó)的進(jìn)口商品中有一部分直接用于消費(fèi)；外匯儲(chǔ) 備在我國(guó)進(jìn)口需求中也起到了重要的作用，在圖中排在第 7 位，因?yàn)橥鈪R 儲(chǔ)備 是具有國(guó)際支付能力的貨幣資源，而我國(guó)逐年增加的外匯儲(chǔ)備正是進(jìn) 口貿(mào)易的保證。 結(jié)論 通過(guò)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(shí)，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(shí)際。 運(yùn)用回歸方法，分析了影響我國(guó)改革幵放 1980年一2000年以來(lái)進(jìn)口 貿(mào)易的因素。 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在所選取的 10個(gè)變量中，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及商品 零售價(jià)格指數(shù)變量與進(jìn)口貿(mào)易之間表現(xiàn)出一種正向關(guān)系，但對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影 響不明顯，而關(guān)稅稅率與進(jìn)口貿(mào)