1、中國(guó)進(jìn)生口相關(guān)因素的數(shù)量與實(shí)證分析【內(nèi)容摘要】近兩年來(lái)，中國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)恢復(fù)性增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，通貨膨脹水平也在低位波動(dòng)；對(duì)外經(jīng)濟(jì)則呈現(xiàn)出良好勢(shì)頭，進(jìn)出口總量和貿(mào)易順差不斷增加，資本流入速度加快，外匯儲(chǔ)備上升迅速。眾所周知，人民幣匯率是中國(guó)的貨幣部門(mén)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)部門(mén)發(fā)生影響的重要變量，人民幣匯率發(fā)生變動(dòng)，中國(guó)的進(jìn)出口額將隨之變動(dòng)。除此之外，外商直接投資和關(guān)稅收入對(duì)其也有很大的影響。下面，我們對(duì)這三個(gè)因素與進(jìn)出口總額之間大關(guān)系具體進(jìn)行數(shù)量和實(shí)證分析。【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口總額美元兌人民幣匯率外商直接投資關(guān)稅收入對(duì)外開(kāi)放一、數(shù)量分析通過(guò)分析我國(guó)19832002年進(jìn)出口總額的歷史資料，建立一個(gè)單一方程模型。影響我國(guó)

2、進(jìn)出口總額Y（億美元）的主要因素有：美元兌人民幣匯率X1（人民幣/1美元），外商直接投資X2（億美元），關(guān)稅收入（億元）。數(shù)據(jù)詳見(jiàn)卜去*obsYX1X2X31983436.21.97579.253.91984535.52.32714.2103.119856962.936619.6205.21986738.53.452822.4151.61987826.53.722123.1142.419881027.83.722131.915519891116.83.765133.9181.519901154.44.783234.9159199113575.323343.7187.319921655.35.5

3、146110.1212.8199319575.762275.2256.519942366.28.6187337.7272.719952808.68.351375.2291.819962898.83.3142417.3301.819973251.68.2898452.6319.519983239.58.2791454.631319993606.38.2783403.2562.2200047438.2784407.2750.520015096.58.277468.8840.620026207.78.277527.4705設(shè)模型的函數(shù)形式為：Y=B。+81X1+B2X2+P3X3+w(1)、運(yùn)用OL

4、S古計(jì)方法對(duì)上式中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下:DependentVariable:丫Method:LeastSquaresDate:11/22/04Time:21:27Sample:19832002Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C77.44442242.59230.3192370.7537X112.5188562.563110.2001000.8439X23.8065750.8377104.5440260.0003X34.1792710.5894017.0907070.0000R-square

5、d0.961760Meandependentvar2285.960AdjustedR-squared0.954590S.D.dependentvar1665.343S.E.ofregression354.8802Akaikeinfocriterion14.75829Sumsquaredresid2015040.Schwarzcriterion14.95744Loglikelihood-143.5829F-statistic134.1352Durbin-Watsonstat1.520587Prob(F-statistic)0.000000(表1)模型為：Ya=77.44442+12.51885X

6、1+3.806575X2+4.179271X3Se=242,592362.563110.837710.589401t=0.3192370.20014.5440267.090707R2=0.96176F=134.1352n=20(2)各種檢驗(yàn)與修正：多重共線性檢驗(yàn)與修正：運(yùn)用綜合判斷方法進(jìn)行檢驗(yàn)：因?yàn)镽2很大，F(xiàn)值也很大，而t值比較小，則說(shuō)明模型存在多重共線性。運(yùn)用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行修正，由回歸結(jié)果可以看出，X1對(duì)Y的影響并不顯著，刪除X1以后進(jìn)一步回歸，估計(jì)結(jié)果為：DependentVariable:丫Method:LeastSquaresDate:11/22/04Time:21:36Sam

7、ple:19832002Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C117.4947133.15080.8824180.3899X23.9129970.6286866.2240900.0000X34.2022790.5615187.4837830.0000R-squared0.961664Meandependentvar2285.960AdjustedR-squared0.957154S.D.dependentvar1665.343S.E.ofregression344.7149Akaikeinfocr

8、iterion14.66079Sumsquaredresid2020082.Schwarzcriterion14.81015Loglikelihood-143.6079F-statistic213.2231Durbin-Watsonstat1.536288Prob(F-statistic)0.000000(表2)新模型為：YA=117.4947+3.912997X2+4.202279X3Se=133.15080.6286860.561518t=0.8824186.224097.483783R2=0.961664F=213.2231n=20由上式可見(jiàn)，模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)效果均有較大改善。、異方差性檢

9、驗(yàn)與修正：運(yùn)用圖示法進(jìn)行檢驗(yàn)：E2與X2相關(guān)關(guān)系散點(diǎn)圖如下：口百區(qū)E¥icwj-rraph:UHT1TLE&Vorfcfilci:決.套立措mr.i.E2與X3相關(guān)關(guān)系散點(diǎn)圖如下:13?EVicws-Gxaph:UNTITLEDVozaEflie-決立二日，由上圖可見(jiàn)，模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差性。自相關(guān)性檢驗(yàn)與修正:運(yùn)用圖示法進(jìn)行檢驗(yàn):500050010001500由上圖可看出，殘差e不呈線形自回歸，表明隨機(jī)誤差可能不存在自相關(guān)下面我們用DW檢驗(yàn)：由表2可得，DW=1.5363,給定顯著性水平=0.05,查Durbin-Watson表，n=20,k（解釋變量個(gè)數(shù)）=2彳導(dǎo)

10、下限臨界值5=1.1,上限臨界值的=1.537。因?yàn)閐L<DW（直<九,所以根據(jù)判定區(qū)域知，無(wú)法確定隨機(jī)誤差項(xiàng)是否存在自相關(guān)性。綜合以上兩種檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)性。二、實(shí)證分析我們就美元兌人民幣匯率、外商直接投資、關(guān)稅收入對(duì)進(jìn)出口總額的影響進(jìn)行實(shí)證分析。（1）、外商直接投資外商直接投資對(duì)東道國(guó)（主要指發(fā)展中國(guó)家）對(duì)外貿(mào)易的促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在三個(gè)方面：一使東道國(guó)迅速進(jìn)入全球分工體系，利用東道國(guó)的資源優(yōu)勢(shì)促進(jìn)出口增長(zhǎng)，以換取本國(guó)發(fā)展所需的外匯。二是提升東道國(guó)的出口結(jié)構(gòu)，由初級(jí)產(chǎn)品出口向工業(yè)制成品出口轉(zhuǎn)變。三是提升進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，由消費(fèi)型進(jìn)口轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)型進(jìn)口。就目前而言

11、，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)與外商直接投資密切相關(guān)。它對(duì)我國(guó)進(jìn)出口之所以有這么大的促進(jìn)作用，主要有以下幾個(gè)方面的原因：第一，我國(guó)在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)，對(duì)外資企業(yè)實(shí)行的是出口導(dǎo)向型政策，許多外資企業(yè)的產(chǎn)品必須全部返銷(xiāo)國(guó)際市場(chǎng)，不得進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。第二，來(lái)自港澳臺(tái)的中小投資者選擇在祖國(guó)大陸投資設(shè)廠，看中的是優(yōu)惠的引資政策、廉價(jià)勞動(dòng)力和大陸的資源稟賦等因素，以降低生產(chǎn)成本，增加產(chǎn)品的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。許多早期投資設(shè)廠的最初目標(biāo)就是國(guó)際市場(chǎng)而不是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。第三，外商對(duì)國(guó)外市場(chǎng)更了解，在營(yíng)銷(xiāo)手段、分銷(xiāo)渠道等方面相對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)而言具有優(yōu)勢(shì)。特別當(dāng)一些西方國(guó)家對(duì)我國(guó)國(guó)有企業(yè)采取外貿(mào)歧視政策時(shí)，外資企業(yè)在出口方面的優(yōu)勢(shì)就更為

12、突出了。由此可見(jiàn)，外商直接投資對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的促進(jìn)作用有著深刻的歷史背景，因此當(dāng)歷史條件發(fā)生變化時(shí)，這種影響也將發(fā)生變化。眾所周知，由于我國(guó)對(duì)外商投資企業(yè)主要執(zhí)行的是以出口為主和進(jìn)口替代政策，使我國(guó)外商投資企業(yè)具有了較強(qiáng)的外向性，成為了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的重要力量，對(duì)促進(jìn)我國(guó)進(jìn)出口增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用以，利用外資，積極發(fā)展外商投資企業(yè)已成為改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易，提高國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要方式和不可或缺的帶動(dòng)因素。我們可從下表中外商投資企業(yè)的出口額占全國(guó)出口額的比重從1980年的0.05%上升到1997年的41%看出外商直接投資，特別是上一年外商累計(jì)直接投資額，與出口額之間存在較高的正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明

13、了外商直接投資對(duì)我國(guó)出口有著重要的促進(jìn)作用。具體數(shù)據(jù)見(jiàn)表3:*3外賽企業(yè)進(jìn)出口隘及比百萬(wàn)美元.%年份進(jìn)口前占全國(guó)比重出口酶占全國(guó)比成198034*4】O.17&Z4O.05198111。.875SO32.3S6ISJ9&2276*421.43S之.87O-W4】9S32H&O1_35335331.49399*211-4668.94a269852064.1O4.89296-701.OK1986243d315-66582.031.8819873i22，187.22soa.09亂061988S746.71IO.4024S6.425-1719893796.1714.874913

14、-209.351990123OS.家3727813,7912-58199115907.OO26,5012047-2S16-7719921G37O.7020.31173SG-1920.4319937183369，IQ2S237-1727*SI1994S2934-1845-7934712.9728.6919956294Z-7147*6546875.8731.51199675600,OO54.4S6151。-OO40,72199777721,3554*5974899：8G41，OO（資料來(lái)源：世界經(jīng)濟(jì)，外商直接投資對(duì)中國(guó)進(jìn)出口影響的相關(guān)分析，作者：楊迤）所以，我國(guó)需要尋求探索積極的發(fā)展對(duì)策，利用財(cái)政

15、、金融等宏觀調(diào)控手段，協(xié)調(diào)利益、理順關(guān)系，引導(dǎo)外商投資企業(yè)在我國(guó)能有一個(gè)健康、有序的運(yùn)作和蓬勃的發(fā)展，從而最大限度地發(fā)揮外商投資企業(yè)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的帶動(dòng)作用。(2)關(guān)稅收入在經(jīng)濟(jì)全球化時(shí)代，關(guān)稅的地位與作用非常重要。關(guān)稅被WTO視為合法的調(diào)控和保護(hù)手段，而非關(guān)稅措施受到WTO嚴(yán)格的限制，數(shù)量限制被WTO視為非法，這就凸現(xiàn)了關(guān)稅政策的重要性。WTO成員國(guó)都充分運(yùn)用關(guān)稅政策促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。征收關(guān)稅是一種增加國(guó)家財(cái)政收入的措施，同時(shí)也是調(diào)節(jié)一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的重要措施。許多國(guó)家都是通過(guò)低稅、免稅和退稅來(lái)鼓勵(lì)商品的出口，通過(guò)提高或降低稅率來(lái)調(diào)節(jié)商品的進(jìn)口。自1978年中國(guó)共產(chǎn)黨第十一屆三中全會(huì)確定

16、改革開(kāi)放”為我國(guó)的基本國(guó)策以來(lái)，我國(guó)在對(duì)外貿(mào)易領(lǐng)域，實(shí)行以降低關(guān)稅擴(kuò)大進(jìn)出口的貿(mào)易政策，實(shí)際關(guān)稅水平由1979年的12.28%下降到目前的3.08%。(注：實(shí)際關(guān)稅水平是有說(shuō)服力的，也是對(duì)國(guó)際貿(mào)易有實(shí)質(zhì)影響的關(guān)稅水平。如果用名義關(guān)稅來(lái)衡量，我國(guó)目前的關(guān)稅水平仍在12.7%,不能反映真實(shí)的貿(mào)易狀況。)實(shí)際關(guān)稅水平的大幅度下降，有利于對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。1978年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額為206億美元，2001年超過(guò)5098億美元，年平均名義增長(zhǎng)速度為15%,同期GDP的名義增長(zhǎng)速度為15.3%,對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展保持同步，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常明顯。我國(guó)是一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，作為WTO成員國(guó)，關(guān)稅水平偏高。因而

17、，中國(guó)的關(guān)稅政策一直是WTO及其成員國(guó)關(guān)注的焦點(diǎn)。為了能盡快的融入國(guó)際社會(huì)和增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，中國(guó)政府已經(jīng)開(kāi)始制定相關(guān)政策并逐步調(diào)整自主降低關(guān)稅稅率以促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展（3）、美元兌人民幣匯率由數(shù)量分析結(jié)論可知，人民幣匯率（主要是美元兌人民幣匯率）對(duì)進(jìn)出口總額的影響并不顯著，這與所取數(shù)據(jù)的偏差有很大關(guān)系，但事實(shí)上眾所周知，人民幣匯率是中國(guó)的貨幣部門(mén)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)部門(mén)發(fā)生影響的重要變量，人民幣匯率發(fā)生變動(dòng)，中國(guó)的進(jìn)出口額將隨之變動(dòng)，從而GDP發(fā)生變動(dòng)。表4為中國(guó)19901998年人民幣名義匯率與進(jìn)出口量值的變化情況，其中的進(jìn)口量值與出口量值是以1990年為基準(zhǔn)年份，用美國(guó)通脹率對(duì)中國(guó)各年的進(jìn)口值和出

18、口值進(jìn)行修正計(jì)算的結(jié)果，即以1990年美元價(jià)計(jì)算的我國(guó)進(jìn)口量和出口量。表4中國(guó)19901998年人民幣名義匯率與進(jìn)出口值的變化情況年份名義匯率（兌當(dāng)年出口值（億美元）90年價(jià)格計(jì)算的出口值（億美元）當(dāng)年進(jìn)口值（億美元）90年價(jià)格計(jì)算的進(jìn)口值（億美元）19904.78620.9620.9533.5533.519915.32719.1690.4537.9515.519925.51849.4791.4805.9750.919935.76917.4829.91039.6943.319948.621210.11066.91156.11024.419958.351487.71275.91420.81138.619968.311510.71259.21388.31166.619978.318271497.11423.61166.919988.281837.61457.81401.71121.3（西北大學(xué)學(xué)報(bào)：哲社