中國進出口貿易影響因素分析

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課程論文

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題 目 中國進出口貿易影響因素分析

學 院 ＿

專 業

班 級

課程名稱

學 號

學生姓名

指導教師

成 績

二○一一 年 六月

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我國進出口貿易影響因素的計量經濟分析

摘要：本文利用計量經濟分析方法和1995—2009年的時間序列統計資料，建立了我國進出

口貿易影響因素模型，并對下期我國進出口貿易進行了預測。建模過程中，處理了多出共線

性問題，避免了自相關性，異方差性等問題。通過設置虛擬變量，大大增加了模型擬合度。

模型結果表明，我國進出口貿易主要影響因素為GDP，第三產業比重及匯率。其中，2008

年金融危機有顯著的影響。

關鍵詞：進出口貿易；影響因素分析；計量經濟模型；多重共線性；自相關性；虛擬變量

一、引言

中國對外貿易三十多年以來，從一個較低的水平發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65%，很顯然，對外貿易對中國經濟發展起到了不可低估的作

用。因此，對進出口貿易影響因素的分析，則顯得越來越重要。

從目前的理論研究來看，影響我國進出口貿易的因素有很多，其中主要有國民生產總

值、匯率、第三產業比重等。本文在前人分析的基礎上，結合計量分析方法，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易的影響方向和力度。

二、文獻綜述

關于我國進出口貿易影響因素的研究，定量研究的文獻占大多數。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，服務業比重，

GDP以及政策性行因素是主要影響因素。楊招旭（2010）建立中國進出口的面板數據模

[1]

[2]

型，強調影響本國進出口貿易的影響因素為本國GDP和外國GDP，以及匯率。張石（2008）

采用現代計量經濟學方法，進行了人民幣匯率的變動對中國貿易收支影響的實證分析，結果

表明人民幣匯率與貿易收支之間存在長期協整關系。張洪彬，張欣（2010）認為中國隊

[3]

東亞主要投資來源地的貿易逆差以及對美、歐貿易順差，是發達經濟體對華投資的差異所導

致。因此，增設利用外資變量。鄒璟（2005）通過對1985年以來外資利用和進出口貿易

[4]

[5]

數據建立回歸模型，進行實證分析，認為外資利用促進了我國進出口的穩定發展。姚麗

芳（1998）在經濟學理論基礎上，通過調查研究，認為影響中國進出口貿易的因素還有，固

定資產投資，外匯儲備，價格指數，進口關稅稅率等。加起來總共11個影響因素，分為五

個主成分，國內環境因素、直接作用因素、外部環境因素、貿易條件因素、基礎準備因素。

[6]

但很明顯，模型當中因素太多，存在嚴重的多重共線性。梁辰（2006）創造性地從定性分析

和定量分析的兩個角度研究了影響中國服務貿易的影響因素。其中強調了產業結構對中國服

務貿易的影響，進一步證實了第三產業比重是中國進出口貿易的重要影響因素。自2008

[7]

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易順差，也給

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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，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易造成明顯的沖擊。梁琦，徐原（2006）也通過計量的實

[8]

證分析，強調了人民幣匯率對我國進出口貿易的主要程度，建立了定量預測匯率風險的線性

回歸模型。2008年金融危機伴隨著我國進出口貿易額的急轉直下，王微（2010）在現有

[9]

的研究基礎上，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

對于我國進出口貿易確實存在著一定的沖擊影響。本文通過設計金融危機項目虛擬變量，

[10]

一方面能夠反映金融危機對我國進出口貿易的影響，另一方面能夠更加精確的預測當期我國

進出口貿易情況。

三、理論模型與數據

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）——國民總收入體現了一國整體發展水平，經濟發展狀況不同，對外貿

易情況受到的影響也就不同。

（2） 固定資產投資（X2）——固定資產投資反映了國內環境因素的變量，間接對我國進

出口貿易也產生了一定的影響。

（3） 城鄉居民儲蓄（X3）——居民儲蓄對從另外的角度又反映了一國經濟發展狀況。而

一過進出口貿易又很大程度上依賴于這個國家的經濟發展水平。

（4） 利用外資（X4）——利用外資可以促進我國對外貿易的發展，一般表現為直接用于

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

際貿易的基礎。

（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，將會削弱中國產品在國際市場上的競爭

囊里，導致出口減少。

（8） 居民消費價格指數（X8）——高的物價指數將會導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） 關稅稅率（X9）——進口關稅稅率是調節進口商品數量和結構的重要手段，較高稅

率一般情況下會導致進口數量的減少。

（10） 第三產業比重（X10）——第三產業服務業比重對我國進出口貿易也有不可忽視的

重要影響。一般服務不出國，所以第三產業比重越高，進出口總額總額在經濟總量

中的比重就會降低。

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相關數據如下表：

表1 我國進出口貿易統計表

Y1 Y2 X1 X2

年份 出口總額 進口總額

1995 12451.80 11048.10 59810.53 20019.30

1996 12576.40 11557.40 70142.49 -22974.00

1997 15160.70 11806.50 78060.83 22913.50

1998 15223.60 11626.10 83024.28 24941.10

1999 16159.80 13736.40 88479.15 28406.20

2000 20634.40 18638.80 98000.45 29854.70

2001 22024.40 20159.20 108068.22 32917.70

2002 26947.90 24430.30 119095.69 37213.50

2003 36287.90 34195.60 135173.98 43499.90

2004 49103.30 46435.80 159586.75 55566.60

2005 62648.10 54273.70 185808.56 70477.43

2006 77594.59 63376.86 217522.67 88773.61

2007 93455.63 73284.56 267763.66 109998.16

2008 100394.94 79526.53 316228.82 137323.94

2009 82029.69 68618.37 343464.69 172828.40

X6 X3 X4 X5

年份 儲蓄（億

1995 60750.5 29662.30 481.33 73.60

1996 76094.9 38520.80 548.05 105.03

1997 90995.3 46279.80 644.08 139.89

1998 104498.5 53407.47 585.57 144.96

1999 119897.9 59621.83 526.59 154.68

2000 134610.3 64332.38 593.56 165.57

2001 158301.9 73762.43 496.72 212.17

2002 185007.0 86910.65 550.11 286.41

2003 221222.8 103617.65 561.40 403.25

2004 254107.0 119555.39 640.72 609.93

2005 298755.7 141050.99 638.05 818.87

2006 345603.6 161587.30 670.76 1066.34

2007 403442.2 172534.19 783.39 1528.25

2008 475166.6 217885.35 952.53 1946.03

2009 606225.0 260771.70 918.04 2399.15

X10 X7 X8 X9

國民總收固定資產投資

入（億元） （億元）

貨幣發行實際利用外資國家外匯儲備

量（億元） （億美元） （十億美元）

表2 我國進出口貿易統計表

城鄉居民

元）

表3 我國進出口貿易統計表

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年份 關稅稅率

1995 8.35 1.17 291.83 0.33

1996 8.31 1.08 301.84 0.33

1997 8.29 1.03 319.49 0.35

1998 8.28 0.99 313.04 0.37

1999 8.28 0.99 562.23 0.38

2000 8.28 1.00 750.48 0.40

2001 8.28 1.01 840.52 0.41

2002 8.28 0.99 704.27 0.42

2003 8.28 1.01 923.13 0.41

2004 8.28 1.04 1043.77 0.40

2005 8.19 1.02 1066.17 0.40

2006 7.97 1.02 1141.78 0.41

2007 7.60 1.05 1432.57 0.42

2008 6.95 1.06 1769.95 0.42

2009 6.83 0.99 1483.81 0.43

匯率（人民居民消費價格第三產業

幣/1美元） 指數 （億元）

此外，由于2008年金融危機的影響，我國進出口貿易也產生巨大的變動。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），發現的確存在異常

點，即2008年出口總額和進口總額明顯下降，因而本文設置虛擬變量D1，

1 （t=2008，2009）

D1=

0 （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XD1=X1*D1

圖1 我國出口總額趨勢圖

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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，根據已有的統計數據，利用最小二乘回歸法，得到如下結果（表4）：

Eviews命令為：LS Y1 C X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10

表4 模擬回歸方程輸出結果

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由上表可知，該模型的=0.998970，=0.996395.可決系數很高，F檢驗值為

R

2

R

454.2467..模型明顯顯著。但是當=0.1時，回歸系數t檢驗不顯著。這表明模型可能存

?

在嚴重的多重共線性。則應當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系數，得到下表（表5）：

Eviews 軟件命令：COR Y1 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10

由表中可以看出，各個解釋變量相互之間的相關系數較高，證實模型確實存在嚴重的多

重共線性。可以用逐步回歸的方法，來解決多重共線性。

表5 相關系數矩陣表

2

1. 建立一元線性回歸模型

由上表中可知，國名總收入X1與出口總額Y1相關系數最大，居民消費指數X8與出口

總額相關系數不大，可以直接剔除。城鄉居民儲蓄X3，貨幣發行量X6與國名總收入X1高

度相關，城鄉居民儲蓄與貨幣發行量也高度相關。所以，三者之間，只能保留一個。所以，

以Y1=+X2+作為基本模型。

?

?

?

2. 將其余變量逐個引入模型，估計結果列入表（其中括號里的數字為t統計量的值）

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，增大，且也增大，則應當以模型Y1=f(x1,x7,X10)為基礎，引入虛擬變量，采用

R

2

R

2

加法模式和乘法模式相結合。

Eviews命令：

genr xd1=x1*d1

.

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表6 逐步回歸分析結果

模型 X1 X2 X4 X5

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(3.027829)

Y1=f(x1,x7,x5) 21229.64 0.955128 0.942890

Y1=f(x1,x7,x9) 0.954321 0.941863 27488.52 7.936529

(1.213131)

(2.201944) (0.512744)

Y1=f(x1,x7,x10) 40309.02 -169573.8 0.964434 0.954734

(3.696491) (-1.861507)

表8 逐步回歸分析結果

模型 x1 x7 x10 d1 xd1

Y1=f(x1,x7,x10,d) 0.968570 0.955998 0.527117 19268.71 -149232.8 -19296.59

R

2

R

2

(6.174762) (0.906347) (-1.630117) (-1.147191)

Y1=f(x1,x7,x10,d,xd1) 0.513377 12957.75 -137657.6 330977.7 -1.080047 0.998205 0.997208

(23.84133) (2.408385) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)

由上表可知，虛擬變量對Y1即有截距項影響，又有斜率項影響。則經過以上的逐步引入檢

驗過程，最終確定的國家出口額影響因素方程為

Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1

T= (23.84133) (2.408395) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)

R

2

=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793

R

（二）自相關檢驗

（1）殘差圖分析：在方程窗口中點擊Resids按鈕，從顯示的殘差圖分布圖可知，可能存在

四階自相關性。

2

圖3 Y1殘差圖

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（2）模型的DW值為2.428787，n=15，k=3，查DW檢驗表，得=0.814，=1.750，

d

l

d

u

2,認為不存在一階自相關性。

d

l

（3）偏相關系數檢驗（如表9）：在殘差序列偏相關系數中，偏相關系數均未超過0.5，但

四階偏相關系數較大，則極小可能存在四階自相關性。

表9 偏相關系數檢驗結果

（4）BG檢驗（如表10），取滯后期為5，得到輔助回歸模型臨界概率值p=0.0512，在95%

的概率保證程度下，不存在自相關性。但在90%概率程度下，存在自相關性。其中，，

e

t?1

e

t?2

e

t?4

的t檢驗顯著，說明可能存在自相關性。

.

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表10 BG檢驗結果

（5）利用廣義差分法重新估計模型，加上ar(2),ar(4),因為DW檢驗表明不存在一階自相

關性，所以此處只加上兩項。輸出結果（如表11），ar(2),ar(4)回歸系數均不顯著。

則先剔除ar（4），輸出結果（如表12），ar（2）回歸系數仍然不顯著。

再剔除ar（2），保留ar（4），輸入結果（如表13）。由以下三次檢驗結果可知，模型

不存在顯著的自相關性。則模型估計結果不變，如下：

Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1

T= (23.84133) (2.408395) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)

R

2

=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793

R

2

.

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表11 廣義差分法輸出結果（1）

表12 廣義差分法輸出結果（2）

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表13 廣義差分法輸出結果（3）

（三）異方差性檢驗

利用White檢驗（如表12），得到輔助回歸方程的n=4.707611，p=0.8895,所以模

R

2

型不存在異方差性。

表12 White檢驗輸出結果

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模型二：

同理可得，我國進口總額影響因素模型，估計結果如（表12）：

由下表可知，該模型的=0.998083，=0.997019.可決系數很高，模型擬合優度

R

2

R

很高。F檢驗值為937.3373。模型明顯顯著。且各回歸系數均通過t檢驗。

表12 模擬回歸方程輸出結果

2

殘差圖（如圖4），認為模型不存在自相關性。DW=1.81，不存在顯著的一階自相關性。

偏相關系數檢驗（如表13），表明模型不存在顯著的自相關性。

圖4 Y2殘差圖

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表13 偏相關系數檢驗結果

模型White異方差檢驗結果（如表14），p=0.86，接受原假設，表明模型不存在顯著

的異方差性。

表14 White異方差檢驗結果

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五、模型分析

模型一：

Y1=-83625.62+0.513377X1+12957.75X7-137657.6X10+330977.7D1-1.080047XD1

T= (23.84133) (2.408395) (-5.964348) (11.39533) (-12.19010)

R

2

=0.998205 =0.997208 DW=2.428787 F=1001.053 SE=1691.793

R

模型二：

Y2=-253839.3+0.4743867X1+32289.91X7-1107825.8X10+223381.1D1-0.693036XD1

T= (26.73652) (7.283560) (-5.669757) (9.333694) (-9.492910)

2

R

=0.998083 =0.997019 DW=1.812186 F=937.3373 SE=1394.018

R

根據所建立的計量經濟模型，影響我國進口貿易和出口貿易的主要因素是國民生產總

值、匯率、第三產業比重和金融危機的影響。解釋變量對出口總額的解釋能力分別達到了

99.8205%和99.8083%。從各因素的t統計值來看，各因素影響的重要程度依次國名生產總

值、金融危機影響、匯率變動。國民生產總值是影響我國進出口貿易的最主要因素。國民生

產總值變動一個單位，我國進口總額將同向變動0.513377個單位，出口總額將變動

0.4743867個單位。1美元等值的人民幣每增加一個單位，即人民幣每貶值一個單位，我國

口總額將會增加12957.75個單位，而進口總額將會增加32289.91個單位。相關理論認為，

目前拉動我國經濟增長的主要是投資和出口，國內的投資和生產主要是對外出口服務，此時

進口很大程度上由出口決定，即“出口拉動進口”模式。結合該理論，分析模型，當匯率貶

值時，出口產品更具有價格上的競爭優勢從而導致出口增加，出口企業創造的利潤，同時拉

動進口總額增加。當人民幣升值時，則會導致我國進口總額和出口總額相應量的減少。由模

型可以看出，第三產業比重每增加一個單位，將導致出口總額減少137657.6個單位，進口

總額減少1107825.8個單位。一般“服務不出國”，所以第三產業比重將會導致進口總額

和出口總額反向變動。2008年的金融危機，席卷全球，我國也受到了很大的影響。金融危

機對我國進出口貿易的影響也尤為顯著。從模型中可以看出，由于金融危機的影響，2008

年及2009年，我國進口總額和出口總額截距項分別增加了330977.7和223381.1個單位，

而斜率項影響則是反向變動1.080047和0.693036個單位。

由我國進出口貿易影響因素的研究分析，可以看出，2008年前幾年，我國進出口貿易

一直都是處在高速發展階段，但由于受到全球金融危機的影響，我國進口總額和出口總額大

幅下降，經濟發展水平也大幅下降。顯然，過高的外貿依存度，對我國的長遠發展將有不利

的影響。建議可以通過漸進的人民幣升值來實現進出口總額的下降，進而促進外貿依存度的

下降。另可以調整國內的產業結構，大力發展高新技術產業，以及能夠吸納勞動力的輕工業

和服務業，促進第三產業發展。

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2

2

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參考文獻

[1]何澤，影響中國進出口總額的因素分析[J]，商場現代化，2007.6

[2]楊招旭，中國貿易收支的匯率彈性和收入彈性研究[J]，現代商貿工藝，2010.8

[3]張石，中國人民幣升值對貿易收支影響的實證研究[D]，大連理工大學碩士論文，2008.12

[4]張洪彬，張欣，FDI對中國對外貿易收支的影響研究[J]，寧夏社會科學，2010.11

[5]鄒璟，外資利用對我國進出口貿易影響[J]，商業現代化，2005.12

[6]姚麗芳，中國外貿進出口影響因素實證分析[J]，統計研究，1998.4

[7]梁辰，中國服務貿易影響因素研究[D]，天津商學院碩士論文，2006.4

[8]季文寶，論人民幣升值對我國進出口貿易的影響[D]，首都經貿碩士論文，2006.3

[9]梁琦，徐原，匯率對中國進出口貿易的影響[J]，管理世界，2010.6

[10]王微，金融危機對我國進出口貿易沖擊影響的計量分析[D]，吉林大學碩士論文，2010.4

[11]趙衛亞，計量經濟學教程[M]，上海財經大學出版社，2010.7

.