喬子珈 王德晶??

[摘要]本文主要研究GDP和CPI與中國商品進(jìn)口額的關(guān)系，并根據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果，提出了相關(guān)的對策和建議。

[關(guān)鍵詞]進(jìn)口額；GDP；CPI；貿(mào)易順差

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521..164

2015年3月7日，十二屆全國人大三次會(huì)議記者會(huì)中，商務(wù)部部長高虎城就“培育消費(fèi)新亮點(diǎn) 構(gòu)建開放新格局”的相關(guān)問題對中外記者的問題進(jìn)行了解答。他指出，2014年中國依然居于全球貨物貿(mào)易第一大國的位置很穩(wěn)定，并提出今年的進(jìn)出口將會(huì)維持在6%左右的增長?？梢娺M(jìn)出口額的增長無疑是對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵，從表1中我們看到，從2006—2013年，進(jìn)出口總額持續(xù)增長，進(jìn)口額、出口額也相對穩(wěn)定的增長著，進(jìn)口額的增長額總是低于出口額，相應(yīng)的進(jìn)出口差額也在逐步增大，使得貿(mào)易順差越來越大。自從中國加入世界貿(mào)易組織之后，經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程加快，我國的生產(chǎn)力急劇增加，吸引外資，進(jìn)而增加出口能力，增加出口額?？墒蔷揞~的貿(mào)易順差會(huì)帶來弊端，生產(chǎn)的增多使得資源和環(huán)境被過度利用，污染日漸嚴(yán)重，影響我國人民生活質(zhì)量；中國經(jīng)濟(jì)依賴出口多于進(jìn)口，由于外匯的不穩(wěn)定，所以存在一定的風(fēng)險(xiǎn)性；巨額的貿(mào)易順差，導(dǎo)致人民幣升值增加，外匯儲(chǔ)備的增加，外匯供給大于需求，影響資金流通和通貨膨脹，影響經(jīng)濟(jì)市場的穩(wěn)定；還有就是在貿(mào)易中會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易摩擦，影響各國之間貿(mào)易的友好發(fā)展關(guān)系。在國際貿(mào)易中，通過貿(mào)易往來，一國貿(mào)易順差持續(xù)增加，另一國持續(xù)逆差，就會(huì)導(dǎo)致貿(mào)易不平衡，順差國影響逆差國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，繼而產(chǎn)生矛盾與摩擦。近幾年，我國一直處于進(jìn)出口貿(mào)易大國的地位，使得有些國家一直盯著我國的一舉一動(dòng)，吹毛求疵，這樣會(huì)影響我國貿(mào)易的發(fā)展，影響經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，影響各國間的和諧關(guān)系。為什么近幾年我國總有貿(mào)易爭端問題？從數(shù)據(jù)看2013年我國的貿(mào)易順差達(dá)到了16093.98億元，不可否認(rèn)貿(mào)易順差的增加確實(shí)加劇了貿(mào)易摩擦。所以我們的對外貿(mào)易不能太過積極，要在謹(jǐn)慎中求穩(wěn)，求勝，我們要不斷回顧我們的發(fā)展過程，從中找到適合我們發(fā)展的道路。

2014年，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長74%，居民消費(fèi)價(jià)格CPI上漲2%，研究中國商品進(jìn)口數(shù)量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系，以探究中國進(jìn)口商品的增長規(guī)律。在本文中，忽略對其他經(jīng)濟(jì)因素的計(jì)算來構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，對進(jìn)口與GDP和CPI之間關(guān)系的實(shí)證研究，以測試的多重共線性等計(jì)量測試和驗(yàn)證。

2數(shù)據(jù)收集

為了了解中國進(jìn)口商品額與GDP、CPI之間的關(guān)系，選擇“中國商品進(jìn)口額”為被解釋變量，用Y表示；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值”和“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”為解釋變量，分別用X1、X2表示。通過查閱中國統(tǒng)計(jì)年鑒，本文將中國從1985年到2013年的國民生產(chǎn)總值商品進(jìn)口額，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，整理如表2所示。3模型建立

3.1設(shè)定多元回歸模型

為了解中國商品進(jìn)口額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系，建立多元線性回歸模型將模型設(shè)定為對數(shù)模型：LnY=β0+β1LnX1+β2LnX2+u，其中β1>0，β2<0。

在其他條件不變的情況下，隨著GDP的增長，擴(kuò)大國內(nèi)需求，中國進(jìn)口的商品也要增加，所以β1>0；居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)上升，其他條件不變的情況下，貨幣的貶值，將減少進(jìn)口，促進(jìn)出口，所以中國大宗商品進(jìn)口量應(yīng)減少，β2<0。使用EViews生成對數(shù)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果如下：

LnY=-2.150963+1.420692LnX1-0778065LnX2

t=（-1.604344）（63409）（-1.249415）

R2=0912957F=1363515

Dependent Variable：LNY

Method：Least Squares

Date：12/18/14 Time：21：03

Sample：1985 2013

Included observations：29

VariableCoefficientStdErrort-StatisticProb

C-2.1509631.340712-1.60434401207

LNX11.4206920224053634086900000

LNX2-07780650622744-1.24941502226

R-squared0912957Medn dependent var9556535

Adjusted R-squared0906261SDdependent var1.535311

SEof regression0470063Akaike info criterion1.425795

Sum squared resid5744928Schwarz criterion1.567240

Log likelihood-1767403Hannan-Quinn criter1.470094

F-statistic1363515Durbin-Watson stat1.728708

Prob（F-statistic）0000000

由此可見，該模型 R2=0912957，F(xiàn)=1363515，F(xiàn)檢驗(yàn)也很顯著。但是，t檢驗(yàn)不顯著，說明可能存在多重共線性，即國民生產(chǎn)總值GDP與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI之間有可能存在線性關(guān)系，故需要進(jìn)行進(jìn)一步的多重共線性檢驗(yàn)。

3.2統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)

3.2.1擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

R2=0912957說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”對解釋變量“商品借口額”的絕大部分差異做出了解釋。

3.2.2F檢驗(yàn)

針對H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=005，在F分布表中查出自由度為k-1=1和n-k=28的臨界值Fα（1，28）=4.2，由F=1363515>Fα（1，28）=4.2，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，說明回歸方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)聯(lián)合起來是對我國商品進(jìn)口額有影響的。

3.3多重共線性檢驗(yàn)

通過簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)得到表3，我們可以看到，商品的進(jìn)口占GDP的體積與CPI高度相關(guān)，且有一定的關(guān)系。通過Lnx1 與Lnx2存在線性關(guān)系我們得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在線性關(guān)系（見表3）。

通過建立回歸模型，對中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和商品進(jìn)口量最大的關(guān)聯(lián)度分析發(fā)現(xiàn)與國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系最大。所以，設(shè)一元回歸方程為：

log（Y）=A1+A2LOGX1+U1

并逐步引入其他變兩個(gè)，確定最適合的回歸方程：

log（Y）=B1+B2LOGX2+U2

由數(shù)據(jù)得到，回歸方程結(jié)果為：

lnY=-3.497444+1..154824lnX1

即log（Y）=-3.497444+1..15482logX1

最后通過自相關(guān)性檢驗(yàn)及修正對模型進(jìn)行White自相關(guān)性檢驗(yàn)、DW檢驗(yàn)和偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，驗(yàn)證模型的正確性。由White檢驗(yàn)知，α=005，檢查分配表，599的臨界值，超過nR2，和P值大于005，所以不存在異方差性。由模型估計(jì)結(jié)果我們得到DW=1.728708，共29個(gè)樣本，模型中的1個(gè)解釋變量，檢查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，dL=1.341，dU=1.483，模型中dU

lnY=-3.497444+1..154824lnX1

該模型得出在其他變量的背景相同的經(jīng)濟(jì)意義下，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長了1%，進(jìn)口額增加1..154824%?？梢娺M(jìn)口額與國內(nèi)生產(chǎn)總值是成正比的關(guān)系。

4模型的不足及改進(jìn)方向

4.1模型存在的缺陷

第一，數(shù)據(jù)從1985—2013年，未對商品進(jìn)口額做長時(shí)間的研究，較少的樣本數(shù)據(jù)的選擇的數(shù)量，從而降低表示模型代表性。第二，我們在建立模型時(shí)還有一些因素沒有加以考慮，如：出口額、人民幣匯率、外商直接投資等，并假設(shè)它們無影響或影響不大。在這種情況下，降低了模型的可靠性，該模型與實(shí)際情況存在些許差距。

4.2改進(jìn)方向

第一，增加數(shù)據(jù)容量，延長時(shí)間序列，力求使得模型更具權(quán)威性。第二，增加影響因素的個(gè)數(shù)，擴(kuò)大分析范圍。

5結(jié)論與建議

通過對模型的分析不難發(fā)現(xiàn)，建立，中國商品進(jìn)口量受多種因素影響，其中主要因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。從上表中我們看到近幾年我國進(jìn)口額增長緩慢，相應(yīng)的進(jìn)口額增長率也不高，可能與我國鼓勵(lì)出口政策有關(guān)系。我國將重心放在出口額上，不能一味的出口而忽略了進(jìn)口，適當(dāng)?shù)卦黾舆M(jìn)口會(huì)對我國經(jīng)濟(jì)增長的提高起作用。第一，進(jìn)口額的增加能緩解人民幣升值壓力，增加我國外匯儲(chǔ)備量，緩解通貨膨脹壓力，短期內(nèi)的通貨膨脹，使國內(nèi)市場價(jià)格上漲，假設(shè)匯率沒有波動(dòng)，出口商品的價(jià)格要隨之提升，所以出口受到抑制；但是進(jìn)口商品的價(jià)格沒有顯著變化，相對來說價(jià)格下跌，對進(jìn)口商品的需求變大，會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口額的增加。長期來看，通貨膨脹會(huì)導(dǎo)致貨幣匯率下跌，導(dǎo)致出口增加和進(jìn)口減少，抵消短期的影響。第二，進(jìn)口額的增加，能使我國生產(chǎn)汲取國外優(yōu)秀之處，引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，進(jìn)一步加強(qiáng)我們的產(chǎn)品實(shí)力，有利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品的升級換代，更有利于我國對外貿(mào)易的發(fā)展，在不斷進(jìn)取中變得更強(qiáng)。第三，隨著出口的增加，中國對外的貿(mào)易摩擦也會(huì)加大，對各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展均沒有好處，要保持進(jìn)出口的平衡發(fā)展才能減少貿(mào)易摩擦，和平共處。

我國的政策應(yīng)適當(dāng)做些調(diào)整，減小貿(mào)易順差帶來的弊端，在繼續(xù)保持出口增長速度的同時(shí)適當(dāng)提高進(jìn)口額的比率，將進(jìn)出口發(fā)展平衡戰(zhàn)略提到日程上來。為了使我國對外貿(mào)易發(fā)展穩(wěn)健，建議國家抵制一些不良出口貿(mào)易，適當(dāng)增加一些有意義的進(jìn)口，增加我國的競爭實(shí)力，增加我國的貿(mào)易水平，引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行合理的進(jìn)口，增加我國外幣存儲(chǔ)量，逐步引導(dǎo)一些中小企業(yè)在外貿(mào)中發(fā)展起來，發(fā)揮地方優(yōu)勢，活躍地方經(jīng)濟(jì)，維持生存發(fā)展空間，使我國在外貿(mào)中不斷前進(jìn)并立于不敗之地。

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