國(guó)際貿(mào)易對(duì)通貨膨脹的多元線性分析

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摘要：文章主要從國(guó)際貿(mào)易視角下對(duì)我國(guó)輸入型通貨膨脹問(wèn)題進(jìn)行研究。運(yùn)用多元線性回歸模型，選取凈出口額、外匯儲(chǔ)備以及部分大宗商品進(jìn)口額作為衡量我國(guó)國(guó)際貿(mào)易水平的影響指標(biāo)，以近幾年來(lái)我國(guó)在國(guó)際貿(mào)易中的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，通過(guò)最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，并對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行修正，分別檢驗(yàn)多重共線性和異方差。基于此，得出對(duì)我國(guó)通貨膨脹影響最顯著貿(mào)易途徑，以期為將我國(guó)的通貨膨脹率控制在一定的水平范圍內(nèi)提供一系列的對(duì)策和建議。

關(guān)鍵詞：國(guó)際貿(mào)易；通貨膨脹；多元線性回歸法

1引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)程不斷加快，在借鑒國(guó)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)加速了我國(guó)經(jīng)濟(jì)由單純引進(jìn)外資向?qū)ν馔顿Y的轉(zhuǎn)型升級(jí)，經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度的提升也會(huì)帶來(lái)一定的負(fù)面影響，企業(yè)經(jīng)營(yíng)運(yùn)轉(zhuǎn)的過(guò)程中一旦出現(xiàn)問(wèn)題就會(huì)給全球?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)帶來(lái)不容忽視的問(wèn)題，也對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響[1-4]。國(guó)際貿(mào)易會(huì)通過(guò)貨幣和商品供求影響資本流動(dòng)，從而引發(fā)通貨膨脹。當(dāng)前發(fā)達(dá)國(guó)家的社會(huì)總產(chǎn)值低速增長(zhǎng)，通貨膨脹率也相對(duì)較低，我國(guó)社會(huì)總產(chǎn)值高速增長(zhǎng)，卻存在著較高的通貨膨脹率。究其原因，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)通貨膨脹的影響主要來(lái)自國(guó)際與國(guó)別價(jià)值的不同，隨著貨幣總供給的增加，一些發(fā)達(dá)國(guó)家在高新技術(shù)產(chǎn)品上占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，我國(guó)為了超額發(fā)行貨幣而將本幣貶值來(lái)促進(jìn)出口，進(jìn)出口貿(mào)易收支改變了外匯儲(chǔ)備量，間接影響了國(guó)內(nèi)通貨膨脹水平。

2數(shù)據(jù)來(lái)源與分析方法

2.1數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，以2011-2017年我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額來(lái)源為樣本，選取凈出口額X1（出口總額—進(jìn)口總額）、外匯儲(chǔ)備規(guī)模X2以及我國(guó)主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進(jìn)口額X3、X4、X5三個(gè)方面的數(shù)據(jù)作為外生變量（自變量）。變量的選擇是綜合對(duì)國(guó)際貿(mào)易影響最大的三個(gè)途徑考慮：凈出口額是作為總需求-總供給途徑的影響因子；國(guó)家外匯儲(chǔ)備規(guī)模是作為貿(mào)易收支途徑的影響因子；對(duì)外依存度較大的大宗商品進(jìn)口額是作為價(jià)格傳導(dǎo)途徑的影響因子。基于這些外貿(mào)數(shù)據(jù)分析我國(guó)近幾年通貨膨脹Y（因變量）的情況。

2.2數(shù)據(jù)預(yù)處理

由于上述因子的計(jì)量單位不統(tǒng)一，凈出口額單位是百萬(wàn)美元，外匯儲(chǔ)備單位是億美元，而大宗商品進(jìn)口額單位是億元，因此在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析之前要對(duì)數(shù)據(jù)做標(biāo)準(zhǔn)化處理（根據(jù)一定的比例縮放，使數(shù)據(jù)映射到一定的區(qū)間內(nèi)，即各指標(biāo)都處于同一個(gè)數(shù)量級(jí)別上）。這是因?yàn)楦饕蜃娱g的水平如果差別很大，用原始數(shù)據(jù)分析就會(huì)突出數(shù)值較大指標(biāo)的綜合分析作用，削弱數(shù)值較低指標(biāo)的綜合分析作用，其目的是將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為無(wú)量綱化（去除單位限制）的純指標(biāo)測(cè)評(píng)值，一方面增加了樣本的可比性，另一方面又保證了結(jié)果的可靠性，然后根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的分析。本文采用SPSS22.0的“Z-score標(biāo)準(zhǔn)化”方法對(duì)所選數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。

2.3分析方法

本文擬運(yùn)用多元線性回歸分析來(lái)揭示三個(gè)自變量對(duì)因變量的影響作用大小。多元回歸分析預(yù)測(cè)法，是選取兩上或兩個(gè)以上的自變量，通過(guò)這些自變量的變化來(lái)研究因變量的變化的一種模型預(yù)測(cè)方法。多元線性回歸分析法就是研究自變量與因變量之間的線性關(guān)系的一種方法。

3模型建立與實(shí)證分析

3.1模型建立

本文選取了通貨膨脹作為因變量，采用凈出口額、外匯儲(chǔ)備規(guī)模以及我國(guó)主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進(jìn)口額三個(gè)方面的數(shù)據(jù)（自變量）作為主要的解釋變量。建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)線性回歸模型如下：Y＝β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5其中，β0，β1，β3，β4，β5為待定系數(shù)。

3.2實(shí)證分析

運(yùn)用Eviews8用最小二乘法法（OLS）對(duì)上述模型進(jìn)行回歸，得到R2＝0.997291，F(xiàn)＝73.63282。進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和對(duì)變量的顯著性檢驗(yàn)。由OLS法回歸得到的數(shù)據(jù)顯示，R2＝0.983747，這說(shuō)明總離差平方和的98.37%被樣本回歸方程解釋，只有1.63%未被解釋。因此該樣本回歸直線對(duì)樣本點(diǎn)的擬合優(yōu)度很好；對(duì)于多元線性回歸模型，方程和總體線性關(guān)系是顯著的，并不能說(shuō)明每個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響都是顯著的，因此，必須對(duì)每個(gè)解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以決定是否作為解釋變量被保留在模型中。如果某個(gè)變量對(duì)被解釋變量的影響并不顯著，應(yīng)該將它剔除。以建立更簡(jiǎn)單的模型。變量顯著性檢驗(yàn)中應(yīng)用的是F檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可知，F(xiàn)＝73.63282，因?yàn)镕＝73.63282＞F（5，1）＝6.61。所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)H0：βj＝0（j＝0,1,2,3,4,5），這說(shuō)明此回歸方程的線性關(guān)系在95%的水平下顯著成立。這意味著凈出口額、外匯儲(chǔ)備規(guī)模以及我國(guó)主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進(jìn)口額對(duì)被解釋變量通貨膨脹有顯著的影響。

3.3模型修正和多重共線性檢驗(yàn)

由于上述回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)凈出口額、外匯儲(chǔ)備對(duì)被解釋變量通貨膨脹沒(méi)有顯著的影響。于是將這三個(gè)變量刪除以對(duì)回歸模型進(jìn)行修正。再次運(yùn)用Eviews8軟件用最小二乘法法（OLS）對(duì)上述模型進(jìn)行回歸，得到了最優(yōu)模型，且修正后的模型的擬合優(yōu)度很好，且均能通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)和回歸方程的顯著性檢驗(yàn)。解釋變量的多重共線性檢驗(yàn)是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)最主要的檢驗(yàn)準(zhǔn)則之一，對(duì)回歸方程進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)以避免參數(shù)估計(jì)值的不確定，參數(shù)估計(jì)值的方差無(wú)限大以及參數(shù)估計(jì)值計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義不合理，以保證模型的有效性。通過(guò)Eviews8得到解釋變量的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)解釋變量大豆進(jìn)口額的p值較大，而R2=0.969017，F(xiàn)=31.27549，F(xiàn)檢驗(yàn)的p值為0.000412，因此大豆進(jìn)口額和原油、鐵礦石進(jìn)口額之間存在很高的相關(guān)性，必然存在嚴(yán)重的多重共線性。用判定系數(shù)檢驗(yàn)法對(duì)回歸模型進(jìn)行多重共線檢驗(yàn)。分別逐次剔除每一個(gè)解釋變量，再通過(guò)查看比較最不能影響模型擬合效果的解釋變量，即查看比較回歸結(jié)果的可決系數(shù)R2，最終確定導(dǎo)致模型多重共線性的解釋變量。當(dāng)從模型中分別排除解釋變量?jī)舫隹陬~、外匯儲(chǔ)備時(shí)，回歸擬合效果較好。而在模型中排除解釋變量大豆商品進(jìn)口額時(shí)，擬合優(yōu)度與包含解釋變量通貨膨脹時(shí)最為接近。這說(shuō)明解釋變量大豆商品進(jìn)口額與其他解釋變量之間存在共線性，即解釋變量大豆商品進(jìn)口額是引起多重共線的原因。因此將引起多重共線的解釋變量大豆商品進(jìn)口額排除。當(dāng)從模型中排除解釋變量X3后，回歸結(jié)果及得到優(yōu)化后的回歸模型如下：Y＝1.946166-0.004298X4+0.010273X5（-2.788524）（-7.431161）（7.499399）R2=0.933600S.E.=0.905926F=28.12056由于宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的復(fù)雜性，該模型可能存在異方差，從而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)量非有效，變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義，甚至模型的預(yù)測(cè)失效。解釋變量的異方差檢驗(yàn)是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)最主要的檢驗(yàn)準(zhǔn)則之一，對(duì)回歸方程進(jìn)行異方差檢驗(yàn)以保證模型的有效性。懷特檢驗(yàn)法相對(duì)于其他檢驗(yàn)方法更為簡(jiǎn)便易行，不僅能彌補(bǔ)其他檢驗(yàn)方法的欠缺，也不需要假設(shè)任何關(guān)于異方差的先驗(yàn)知識(shí)，更不需要如同Breusch-Pa-gan檢驗(yàn)?zāi)菢咏⒃谡龖B(tài)分布假定的基礎(chǔ)上。本文利用Eviews8進(jìn)行White檢驗(yàn)，得到懷特統(tǒng)計(jì)量nR2=1.418740，根據(jù)卡方分布，5%顯著性水平下且自由度為7的相應(yīng)臨界值X60.05＝1.6354，由于nR2=1.418740＜X60.05＝1.6354且其伴隨概率（p值）為0.4920＞0.05，表明該模型不存在異方差。由此，我們得到如下最優(yōu)回歸模型，得到的結(jié)果是無(wú)偏且有效的：Y＝1.946166-0.004298X4+0.010273X5

4結(jié)論及建議

從本文得出的最優(yōu)回歸模型可知，顯著影響通貨膨脹的主要影響因素是大宗商品原油和鐵礦石的進(jìn)口價(jià)格。而進(jìn)出口額、外匯儲(chǔ)備以及大豆商品進(jìn)口額對(duì)通貨膨脹的影響并不顯著。本文選用2011-2017年的我國(guó)通貨膨脹率的指標(biāo)數(shù)據(jù)，以凈出口額、外匯儲(chǔ)備以及大豆、原油、鐵礦石年度平均進(jìn)口價(jià)格和作為研究變量，通過(guò)多元線性回歸方法，修正后進(jìn)行了多重共線性和異方差檢驗(yàn)分析了我國(guó)受到國(guó)外通貨膨脹影響的情況和其傳導(dǎo)機(jī)理，對(duì)我國(guó)通貨膨脹問(wèn)題深入研究。研究表明，國(guó)外的通貨膨脹主要通過(guò)影響國(guó)際貿(mào)易中某國(guó)的進(jìn)出口需求來(lái)影響某國(guó)的內(nèi)需，并進(jìn)一步引起其物價(jià)的變化，對(duì)我國(guó)來(lái)說(shuō)，此種影響不大；貿(mào)易收支傳遞渠道（外匯儲(chǔ)備）對(duì)我國(guó)的通貨膨脹的影響也并不顯著；但我國(guó)的通貨膨脹以及通貨膨脹的同比指數(shù)會(huì)受到國(guó)外物價(jià)變化（商品價(jià)格途徑）的影響。所以，我國(guó)的通貨膨脹問(wèn)題主要是由于商品價(jià)格途徑的作用所致，這也是解決我國(guó)通貨膨脹的主要著手點(diǎn)。中國(guó)要和世界接軌，必須對(duì)國(guó)際貿(mào)易過(guò)程中勞動(dòng)力、技術(shù)和原材料等資源加以把握。其中原材料大部分要靠進(jìn)口，國(guó)際大宗商品價(jià)格的上漲必將引發(fā)通貨膨脹。因此，政府要采取針對(duì)性的措施將其對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響降至最低。其一，要爭(zhēng)取國(guó)際定價(jià)權(quán)。我國(guó)的國(guó)際影響力還不足以爭(zhēng)取到國(guó)際市場(chǎng)大宗商品的定價(jià)權(quán)，這對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了極為不利的影響。大力發(fā)展期貨市場(chǎng)，首先要?jiǎng)?chuàng)新開(kāi)發(fā)期貨交易品種。西方國(guó)家期貨交易所的大多數(shù)大宗商品都有與其相對(duì)應(yīng)的期貨，比如美國(guó)，按小類劃分的交易品種就有340多種，提供給了消費(fèi)者不同的商品需求。而國(guó)內(nèi)的上市期貨交易品種較為匱乏。其次加大期貨市場(chǎng)的對(duì)外開(kāi)放度。就拿鐵礦石市場(chǎng)來(lái)說(shuō)，我國(guó)雖然大力進(jìn)口鐵礦石，卻因?yàn)樾袠I(yè)不夠集中，被動(dòng)接受國(guó)外大公司的高價(jià)采購(gòu)協(xié)議，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來(lái)了極為不利的影響。再者，需要政府發(fā)揮積極的引導(dǎo)與協(xié)調(diào)作用，開(kāi)放國(guó)內(nèi)期貨合約市場(chǎng)，讓更多的國(guó)外投資者也參與到國(guó)內(nèi)期貨市場(chǎng)中來(lái)，打造國(guó)際化標(biāo)準(zhǔn)期貨市場(chǎng)，提高估計(jì)市場(chǎng)定價(jià)能力。其二，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)粗放型增長(zhǎng)的模式，堅(jiān)持集約化進(jìn)程。目前我國(guó)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上存在著一系列較為突出的問(wèn)題：高投入低產(chǎn)出、高消耗低效率，這些嚴(yán)重的發(fā)展隱患使得國(guó)際大宗商品的需求迅速增大，這種高投入的增長(zhǎng)方式無(wú)形中提高了國(guó)際大宗商品的價(jià)格，給我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)帶來(lái)了巨大的壓力。走集約化道路，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)型升級(jí)，要加強(qiáng)企業(yè)技術(shù)改造和創(chuàng)新，替代高能耗低產(chǎn)能商品資源和較為落后的工藝產(chǎn)品設(shè)備，打造高效節(jié)能的生產(chǎn)體系，不斷提高原材料和能源的使用效率，降低對(duì)進(jìn)口商品資源的依存度。最后，加強(qiáng)國(guó)際儲(chǔ)備的多元化體系建設(shè)。我國(guó)的外匯儲(chǔ)備以美元為主，形式較為單一，雖然外匯儲(chǔ)備量較為巨大，但同時(shí)也包含著潛在的風(fēng)險(xiǎn)，一旦美元出現(xiàn)貶值就會(huì)使中國(guó)經(jīng)濟(jì)遭受巨大的損失。要充分借鑒國(guó)外綜合國(guó)家儲(chǔ)備體系模式，建立包括戰(zhàn)略物資、能源、外匯等在內(nèi)的多元化儲(chǔ)備體系，擺脫單一的儲(chǔ)備制度，特別要關(guān)注糧食、鋼材、石油等重要物資的儲(chǔ)備，動(dòng)用相應(yīng)的物資儲(chǔ)備抑制因價(jià)格非平穩(wěn)波動(dòng)造成的通貨膨脹，以緩沖國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格發(fā)生大的變動(dòng)時(shí)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的不利影響。

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作者:楊佳欣 單位：云南民族大學(xué)