國際貿(mào)易對通貨膨脹的多元線性分析

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摘要：文章主要從國際貿(mào)易視角下對我國輸入型通貨膨脹問題進行研究。運用多元線性回歸模型，選取凈出口額、外匯儲備以及部分大宗商品進口額作為衡量我國國際貿(mào)易水平的影響指標，以近幾年來我國在國際貿(mào)易中的數(shù)據(jù)為研究對象，通過最小二乘法（OLS）進行回歸，并對回歸結(jié)果進行修正，分別檢驗多重共線性和異方差?；诖?，得出對我國通貨膨脹影響最顯著貿(mào)易途徑，以期為將我國的通貨膨脹率控制在一定的水平范圍內(nèi)提供一系列的對策和建議。

關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易；通貨膨脹；多元線性回歸法

1引言

改革開放以來，我國的對外貿(mào)易進程不斷加快，在借鑒國外經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)驗的同時加速了我國經(jīng)濟由單純引進外資向?qū)ν馔顿Y的轉(zhuǎn)型升級，經(jīng)濟對外依存度的提升也會帶來一定的負面影響，企業(yè)經(jīng)營運轉(zhuǎn)的過程中一旦出現(xiàn)問題就會給全球?qū)嶓w經(jīng)濟帶來不容忽視的問題，也對我國經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生深遠的影響[1-4]。國際貿(mào)易會通過貨幣和商品供求影響資本流動，從而引發(fā)通貨膨脹。當前發(fā)達國家的社會總產(chǎn)值低速增長，通貨膨脹率也相對較低，我國社會總產(chǎn)值高速增長，卻存在著較高的通貨膨脹率。究其原因，進出口貿(mào)易對通貨膨脹的影響主要來自國際與國別價值的不同，隨著貨幣總供給的增加，一些發(fā)達國家在高新技術(shù)產(chǎn)品上占據(jù)絕對優(yōu)勢，我國為了超額發(fā)行貨幣而將本幣貶值來促進出口，進出口貿(mào)易收支改變了外匯儲備量，間接影響了國內(nèi)通貨膨脹水平。

2數(shù)據(jù)來源與分析方法

2.1數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，以2011-2017年我國對外貿(mào)易進出口額來源為樣本，選取凈出口額X1（出口總額—進口總額）、外匯儲備規(guī)模X2以及我國主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進口額X3、X4、X5三個方面的數(shù)據(jù)作為外生變量（自變量）。變量的選擇是綜合對國際貿(mào)易影響最大的三個途徑考慮：凈出口額是作為總需求-總供給途徑的影響因子；國家外匯儲備規(guī)模是作為貿(mào)易收支途徑的影響因子；對外依存度較大的大宗商品進口額是作為價格傳導(dǎo)途徑的影響因子?；谶@些外貿(mào)數(shù)據(jù)分析我國近幾年通貨膨脹Y（因變量）的情況。

2.2數(shù)據(jù)預(yù)處理

由于上述因子的計量單位不統(tǒng)一，凈出口額單位是百萬美元，外匯儲備單位是億美元，而大宗商品進口額單位是億元，因此在對數(shù)據(jù)進行分析之前要對數(shù)據(jù)做標準化處理（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)，即各指標都處于同一個數(shù)量級別上）。這是因為各因子間的水平如果差別很大，用原始數(shù)據(jù)分析就會突出數(shù)值較大指標的綜合分析作用，削弱數(shù)值較低指標的綜合分析作用，其目的是將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為無量綱化（去除單位限制）的純指標測評值，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)標準化后的數(shù)據(jù)進行相應(yīng)的分析。本文采用SPSS22.0的“Z-score標準化”方法對所選數(shù)據(jù)進行預(yù)處理。

2.3分析方法

本文擬運用多元線性回歸分析來揭示三個自變量對因變量的影響作用大小。多元回歸分析預(yù)測法，是選取兩上或兩個以上的自變量，通過這些自變量的變化來研究因變量的變化的一種模型預(yù)測方法。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、外匯儲備規(guī)模以及我國主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進口額三個方面的數(shù)據(jù)（自變量）作為主要的解釋變量。建立的計量經(jīng)濟學(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實證分析

運用Eviews8用最小二乘法法（OLS）對上述模型進行回歸，得到R2＝0.997291，F(xiàn)＝73.63282。進一步對模型進行擬合優(yōu)度檢驗和對變量的顯著性檢驗。由OLS法回歸得到的數(shù)據(jù)顯示，R2＝0.983747，這說明總離差平方和的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樣本點的擬合優(yōu)度很好；對于多元線性回歸模型，方程和總體線性關(guān)系是顯著的，并不能說明每個解釋變量對被解釋變量的影響都是顯著的，因此，必須對每個解釋變量進行顯著性檢驗，以決定是否作為解釋變量被保留在模型中。如果某個變量對被解釋變量的影響并不顯著，應(yīng)該將它剔除。以建立更簡單的模型。變量顯著性檢驗中應(yīng)用的是F檢驗。由回歸結(jié)果可知，F(xiàn)＝73.63282，因為F＝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、外匯儲備規(guī)模以及我國主要商品（大豆、原油、鐵礦石）進口額對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

由于上述回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)凈出口額、外匯儲備對被解釋變量通貨膨脹沒有顯著的影響。于是將這三個變量刪除以對回歸模型進行修正。再次運用Eviews8軟件用最小二乘法法（OLS）對上述模型進行回歸，得到了最優(yōu)模型，且修正后的模型的擬合優(yōu)度很好，且均能通過變量的顯著性檢驗和回歸方程的顯著性檢驗。解釋變量的多重共線性檢驗是計量經(jīng)濟學(xué)檢驗最主要的檢驗準則之一，對回歸方程進行多重共線性檢驗以避免參數(shù)估計值的不確定，參數(shù)估計值的方差無限大以及參數(shù)估計值計量經(jīng)濟意義不合理，以保證模型的有效性。通過Eviews8得到解釋變量的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)解釋變量大豆進口額的p值較大，而R2=0.969017，F(xiàn)=31.27549，F(xiàn)檢驗的p值為0.000412，因此大豆進口額和原油、鐵礦石進口額之間存在很高的相關(guān)性，必然存在嚴重的多重共線性。用判定系數(shù)檢驗法對回歸模型進行多重共線檢驗。分別逐次剔除每一個解釋變量，再通過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。當從模型中分別排除解釋變量凈出口額、外匯儲備時，回歸擬合效果較好。而在模型中排除解釋變量大豆商品進口額時，擬合優(yōu)度與包含解釋變量通貨膨脹時最為接近。這說明解釋變量大豆商品進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口額排除。當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)估計量非有效，變量的顯著性檢驗失去意義，甚至模型的預(yù)測失效。解釋變量的異方差檢驗是計量經(jīng)濟學(xué)檢驗最主要的檢驗準則之一，對回歸方程進行異方差檢驗以保證模型的有效性。懷特檢驗法相對于其他檢驗方法更為簡便易行，不僅能彌補其他檢驗方法的欠缺，也不需要假設(shè)任何關(guān)于異方差的先驗知識，更不需要如同Breusch-Pa-gan檢驗?zāi)菢咏⒃谡龖B(tài)分布假定的基礎(chǔ)上。本文利用Eviews8進行White檢驗，得到懷特統(tǒng)計量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口價格。而進出口額、外匯儲備以及大豆商品進口額對通貨膨脹的影響并不顯著。本文選用2011-2017年的我國通貨膨脹率的指標數(shù)據(jù)，以凈出口額、外匯儲備以及大豆、原油、鐵礦石年度平均進口價格和作為研究變量，通過多元線性回歸方法，修正后進行了多重共線性和異方差檢驗分析了我國受到國外通貨膨脹影響的情況和其傳導(dǎo)機理，對我國通貨膨脹問題深入研究。研究表明，國外的通貨膨脹主要通過影響國際貿(mào)易中某國的進出口需求來影響某國的內(nèi)需，并進一步引起其物價的變化，對我國來說，此種影響不大；貿(mào)易收支傳遞渠道（外匯儲備）對我國的通貨膨脹的影響也并不顯著；但我國的通貨膨脹以及通貨膨脹的同比指數(shù)會受到國外物價變化（商品價格途徑）的影響。所以，我國的通貨膨脹問題主要是由于商品價格途徑的作用所致，這也是解決我國通貨膨脹的主要著手點。中國要和世界接軌，必須對國際貿(mào)易過程中勞動力、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口，國際大宗商品價格的上漲必將引發(fā)通貨膨脹。因此，政府要采取針對性的措施將其對我國經(jīng)濟的影響降至最低。其一，要爭取國際定價權(quán)。我國的國際影響力還不足以爭取到國際市場大宗商品的定價權(quán)，這對我國的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了極為不利的影響。大力發(fā)展期貨市場，首先要創(chuàng)新開發(fā)期貨交易品種。西方國家期貨交易所的大多數(shù)大宗商品都有與其相對應(yīng)的期貨，比如美國，按小類劃分的交易品種就有340多種，提供給了消費者不同的商品需求。而國內(nèi)的上市期貨交易品種較為匱乏。其次加大期貨市場的對外開放度。就拿鐵礦石市場來說，我國雖然大力進口鐵礦石，卻因為行業(yè)不夠集中，被動接受國外大公司的高價采購協(xié)議，這對我國經(jīng)濟的發(fā)展帶來了極為不利的影響。再者，需要政府發(fā)揮積極的引導(dǎo)與協(xié)調(diào)作用，開放國內(nèi)期貨合約市場，讓更多的國外投資者也參與到國內(nèi)期貨市場中來，打造國際化標準期貨市場，提高估計市場定價能力。其二，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟粗放型增長的模式，堅持集約化進程。目前我國在經(jīng)濟增長上存在著一系列較為突出的問題：高投入低產(chǎn)出、高消耗低效率，這些嚴重的發(fā)展隱患使得國際大宗商品的需求迅速增大，這種高投入的增長方式無形中提高了國際大宗商品的價格，給我國經(jīng)濟的增長帶來了巨大的壓力。走集約化道路，加速經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)型升級，要加強企業(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，降低對進口商品資源的依存度。最后，加強國際儲備的多元化體系建設(shè)。我國的外匯儲備以美元為主，形式較為單一，雖然外匯儲備量較為巨大，但同時也包含著潛在的風險，一旦美元出現(xiàn)貶值就會使中國經(jīng)濟遭受巨大的損失。要充分借鑒國外綜合國家儲備體系模式，建立包括戰(zhàn)略物資、能源、外匯等在內(nèi)的多元化儲備體系，擺脫單一的儲備制度，特別要關(guān)注糧食、鋼材、石油等重要物資的儲備，動用相應(yīng)的物資儲備抑制因價格非平穩(wěn)波動造成的通貨膨脹，以緩沖國際市場價格發(fā)生大的變動時對我國宏觀經(jīng)濟帶來的不利影響。

參考文獻：

[1]陳浪南，何秀紅，陳云.人民幣匯率波動的價格傳導(dǎo)效應(yīng)研究[J].國際金融研究，2008，(6)：45-63.

[2]高瞻.我國外匯儲備、匯率變動對通貨膨脹的影響———基于國際收支視角的分析[J].國際金融研究，2010,(11)：79-81.

作者:楊佳欣 單位：云南民族大學(xué)