陶莉華

摘 要：本文采用實(shí)證分析法，建立鐵礦石進(jìn)口價格的多元回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)美元指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)和普氏指數(shù)對我國鐵礦石進(jìn)口價格的影響顯著，而BDI指數(shù)、我國鐵礦石原礦產(chǎn)量和粗鋼產(chǎn)量對我國鐵礦石進(jìn)口價格的影響不顯著。另外，代表我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的采購經(jīng)理指數(shù)（x3）的系數(shù)估計值較大，表明我國在決定鐵礦石進(jìn)口價格的能力在增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：鐵礦石進(jìn)口價格；影響因素；多元回歸

一、引言

國際鐵礦石市場是一個典型的寡頭壟斷市場，按照傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，在寡頭壟斷市場，市場價格是由商品的供應(yīng)方?jīng)Q定的，需求方只是市場價格的接受者。另外資源性產(chǎn)品尤其是鐵礦石有其特殊性：一是資源的稀缺性；二是行業(yè)壟斷性；三是需求基礎(chǔ)性。這些特性都決定了鐵礦石的價格具有剛性。現(xiàn)有的理論研究也大多支持此觀點(diǎn)，認(rèn)為中國在國際鐵礦石價格談判中沒有絕對的話語權(quán)，所以一直以來我國進(jìn)口鐵礦石價格不斷上漲。

但是本文研究2014年1月至2016年2月，這段時間內(nèi)我國進(jìn)口鐵礦石的數(shù)量和價格發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)口數(shù)量保持基本不變的情況下，我國進(jìn)口鐵礦石的價格卻呈現(xiàn)下降的趨勢。對此，本文選取了波羅的海干散貨運(yùn)價指數(shù)（BDI指數(shù)）、美元指數(shù)（USDX）、采購經(jīng)理指數(shù)、普氏指數(shù)、我國鐵礦石原礦產(chǎn)量和粗鋼產(chǎn)量等6個因素，研究影響我國進(jìn)口鐵礦石價格的因素。

二、模型構(gòu)建

（一）指標(biāo)選取

本文將中國進(jìn)口鐵礦石價格（y）作為被解釋變量，將波羅的海干散貨運(yùn)價指數(shù)（x1）、美元指數(shù)（x2）、采購經(jīng)理指數(shù)（x3）、普氏指數(shù)（x4）、我國鐵礦石原礦產(chǎn)量（x5）和我國粗鋼產(chǎn)量（x6）作為解釋變量，分析這些因素與我國鐵礦石進(jìn)口價格之間的關(guān)系。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，x3、x5應(yīng)該與y呈反向變動關(guān)系，而x1、x2、x4和x6應(yīng)該跟y呈同向變動關(guān)系。采購經(jīng)理指數(shù)（x3）代表的是我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情況，采購經(jīng)理指數(shù)（x3）越大表明我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況越好，人民幣走強(qiáng)，所以人民幣匯率下跌，用人民幣計價的鐵礦石價格應(yīng)該下降。普氏指數(shù)（x4）代表的是國際市場上鐵礦石的價格，與我國鐵礦石進(jìn)口價格呈同向關(guān)系。

根據(jù)多元自回歸模型的一般表達(dá)式，本文的模型可以表示為：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+β6x6+ε

（二）平穩(wěn)性檢驗

因為解釋變量的和被解釋變量都是時間序列，所以在建立多元自回歸模型前，先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，防止發(fā)生偽回歸的現(xiàn)象。本文采用的是單位根檢驗，選取的是2014年1月到2016年2月各個變量的月度數(shù)據(jù)。（數(shù)據(jù)來源：西本新干線網(wǎng)http：//www.96369.net/）

對所有變量進(jìn)行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量在未差分的情況下均不平穩(wěn)，在一階差分后除變量x2均平穩(wěn)，對所有變量進(jìn)行二階差分發(fā)現(xiàn)所有變量都通過10%的檢驗水平，即所有變量在二階差分后均平穩(wěn)。

（三）多重共線檢驗

對各個變量首先進(jìn)行回歸，得出的回歸結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果來看，只有變量x4較為顯著，其他解釋變量均不顯著。并且方程的擬合優(yōu)度R2和方程整體的F檢驗都很顯著，所以為盡量保證模型的準(zhǔn)確性，需要對解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗。本文采用相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行檢驗，使用eviews軟件得出x1，x2，x3，x5，x6的相關(guān)系數(shù)。從相關(guān)系數(shù)結(jié)果來看，解釋變量之間存在明顯的多重共線問題。所以進(jìn)一步采用逐步回歸的方法，進(jìn)一步消除多重共線。

建立基本的一元線性方程，將被解釋變量對每一個解釋變量進(jìn)行初始回歸，選出擬合優(yōu)度最高的首先進(jìn)入方程。結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)x2和x4的擬合優(yōu)度最高，現(xiàn)將他們首先放入方程，得到初試回歸模型。再將其他解釋變量分別導(dǎo)入上述初始回歸模型，找出最佳的回歸方程，并得出其回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果如下：

結(jié)果表明在初始回歸方程中加入解釋變量x1、x5、x6，模型擬合優(yōu)度未明顯提高，且變量未通過t檢驗，說明解釋變量x1、x5、x6是多余的，應(yīng)該在回歸方程中予以剔除。

（四）方程建立與分析

通過上文的分析，可以得出中國鐵礦石進(jìn)口價格的多元回歸模型為：

y=2666.864-5.284863x2-42.21066x3+5.746910x4

由回歸系數(shù)估計值可以得知，美元指數(shù)（x2）、采購經(jīng)理指數(shù)（x3）與鐵礦石進(jìn)口價格呈反方向變動，普氏指數(shù)（x4）與鐵礦石價格呈同方向變動。除解釋變量美元指數(shù)（x2）外，其他解釋變量符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。變量美元指數(shù)（x2）不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的解釋是，美元指數(shù)反映的是美元相對于歐元、日元、英鎊、加拿大元、瑞典克朗和瑞士法郎的強(qiáng)弱，并不反映美元相對于人民幣的強(qiáng)弱。所以本文實(shí)證分析的結(jié)果顯示美元指數(shù)（x2）與中國進(jìn)口鐵礦石價格（y）呈反方向變動，可能是由于雖然美元相對其他貨幣走強(qiáng)，但相對人民幣是走弱的。這與當(dāng)前階段中美兩國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長情況是符合的。

從擬合優(yōu)度來看，回歸方程的解釋能力為97.6962%，即這三個解釋變量能對鐵礦石進(jìn)口價格 變動的97.6962%做出解釋，說明回歸方程的擬合優(yōu)度非常好。從F統(tǒng)計量的相伴概率p值來看方程的整體顯著性水平，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率p值為0.0000000.01，因此在方程在0.01的水平上總體回歸顯著。

三、結(jié)論與意義

本文選取2014年1月-2016年2月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，通過多元回歸模型分析了影響我國鐵礦石進(jìn)口價格（y）的影響因素，發(fā)現(xiàn)比較顯著地因素是美元指數(shù)（x2）、采購經(jīng)理指數(shù)（x3）和普氏指數(shù)（x4），而一般認(rèn)為的波羅的海干散貨運(yùn)價指數(shù)（x1）、我國鐵礦石原礦產(chǎn)量（x5）和我國粗鋼產(chǎn)量（x6）則對我國鐵礦石進(jìn)口價格（y）的影響不顯著。當(dāng)然本文的數(shù)據(jù)選取方面存在一定的不足，并會在某種程度上影響檢驗結(jié)果。例如，本文只選取了2014年1月-2016年2月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，時間范圍相對較??；與現(xiàn)有的研究一樣，本文的進(jìn)口價格是根據(jù)當(dāng)月的進(jìn)口金額與數(shù)量相除得到的月度平均價格。但是，總體來說本文的結(jié)果仍具有參考意義。

在經(jīng)過本文的研究后，來解釋前文中提出的鐵礦石的價格應(yīng)該具有剛性，但是在2014年1月至2016年2月這段時間內(nèi)，在進(jìn)口數(shù)量保持基本不變的情況下，我國進(jìn)口鐵礦石的價格卻呈現(xiàn)下降的趨勢這一現(xiàn)象。雖然鐵礦石的特性決定它的價格應(yīng)該具有剛性，但是我國鐵礦石進(jìn)口價格主要受美元指數(shù)（x2）、采購經(jīng)理指數(shù)（x3）和普氏指數(shù)（x4）的影響。在全球經(jīng)濟(jì)普遍下滑，美元相對人民幣走弱的情況下，國際市場鐵礦石價格下跌，所以我國的鐵礦石進(jìn)口價格也跟著下跌。尤其是，代表我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的采購經(jīng)理指數(shù)（x3）的系數(shù)估計值較大，表明我國在決定鐵礦石進(jìn)口價格的能力在增強(qiáng)。（作者單位：蘇州大學(xué)）

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