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一、计量经济模型、样本及数据
（一）模型
出口贸易状况与实际经济状况相关，国内生产总值和失业率反应该国的经济状况。劳动工资水平影响生产成本。出口商品的国内价格状况也会影响出口贸易的规模。汇率和关税直接影响进出口，本币升值或关税降低进口成本刺激进口，反之将抑制进口。
故拟用：美国国内生产总值GDP、人民币兑美元汇率E、美国失业率U、中国商品价格指数P、中国劳动力工资水平W、美国年均关税T作为模型的解释变量，被解释变量中国对美国历年出口贸易总额Y，通过多元回归分析可得到初始模型：
Y=β0+β1GDPt+β2Et+β3Ut+β4Pt+β5Wt+β6Tt+μ
（二）样本及变量解释
研究采用2001～2018年中国对美国出口贸易相关数据作为样本，对美出口贸易额取自联合国数据库，GDP数据出自快易理财网中美历年GDP对比表。汇率信息源于中国商务部网站。中国出口商品价格指数以全国零售商品价格指数数据进行衡量，和中国劳动力水平均源于国际统计局数据库。美国平均关税源自WITS官网的国别统计，美国平均失业率源自东方财富网下choice数据中的关税税率整理。
二、实证分析
（一）相关数据（如表1所示）
（二）参数估计及统计检验分析
1. 参数估计
按初始模型公式进行回归，Eviews软件的输出结果如表2所示。
Y=-2478.29+0.0334GDPt-398.45Et-1108.91Ut+46.27Pt-15.68Wt+3052.28Tt
R^2=0.991957 ^2=0.987569 F=226.10
2. 统计检验结果分析
（1）拟合优度检验：可决系数 R^2与调整的可决系数^2均接近于1，表明模型拟合度较高。
（2）方程显著性检验：给定显著性水平α=0.05，临界值为F0.05（6，11）=3.09，226.10>3.09，通过方程显著性检验。
（3）变量显著性检验：给定显著性水平α=0.05，可得t0.025（11）=2.201，除GDP和汇率的t绝对值大于该临界值外，其余变量都没有通过显著性检验。
基于以上统计结果，考虑多重共线性的问题，删除t值太小而未通过变量显著性检验的变量：中国商品价格指数P、中国劳动力工资水平W、美国平均关税T和美国平均失业率U，将剩余变量的数据进行新的回归。
三、模型调整
（一）变量调整及调整模型回归分析
1. 变量调整
考虑存在多重共线性的影响，以及关税和失业率实际体现了整体经济需求状态，针对新贸易理论中关于非关税举措的增幅，如出口补贴等，也都与进口国的实际经济状况有关，最终适于分析宏观条件下的出口贸易因素再次转为了GDP。
保留美国GDP和人民币兑美元汇率E进行新的回归分析，在剔除不显著变量后的模型中采取半对数形式减小差异，调整后模型为：
Y=β0+β1LNGDPt+β2LNEt+μ
2. 模型回归分析调整
运用Eviews软件的输出结果如表3所示。
Y=-59410.24+5563.68（LNGDP）t-2130.95（LNE）t
R^2=0.989660 ^2=0.988282 F=717.87 D.W=1.3520
可得新模型的可决系数与调整的可决系数依然都接近于1，各个t值和F统计量在5%的显著性水平下都大于相应的临界值：t0.025（15）=2.31，F0.05（2，15）=6.36，因此在5%的显著性水平下通过了变量显著性检验和方程的显著性检验。
（二）误差分析及检验
1. 多重共线性检验
根据Eviews多重共线性进行检验得到的相关系数为ρ=0.849797，与1还有一定距离，故剔除变量调整后不存在多重共线性问题。
2. 异方差性检验
运用Eviews进行怀特检验，LM=18*0.287283=5.17小于χ^20.05（5）=12.59，表明在现有样本下不存在怀特检验的异方差性。
3. 序列相关性检验
对新模型进行D.W检验，在5%的显著性水平下，n=18和k=2时dL=1.16，dU=1.39，dL<D.W=1.3520<dU，此时无法确定是否存在序列相关性，需要对新模型采取拉格朗日乘数（LM）检验，根据下方表4的结果，可知LM=18*0.078376=1.41小于临界值χ^20.05（1）=3.84，表明模型不存在一阶序列相关性。
故最终模型为：Y=-59410.24+5563.68（LNGDP）t-2130.95（LNE）t
四、结论与政策建议
（一）结论分析
由以上研究可知影响中国对美国出口贸易因素主要有以下两个。
GDP增长一个百分点使出口额增长5563.68亿美元，说明美国社会良态发展促进其进口需求，需求量的增加会给生产增加的反馈，即出口量增加的契机。
汇率提升一个百分点使出口额减少2130.95亿美元。汇率的变动会影响商品价格从而导致出口量增减变动。我国在2005年的汇率改革之后，人民币基本呈现升值趋势，对美出口贸易产生了一定的影响。
（二）政策建议
优化产业结构，美国重工业和高科技产业比较发达，基础性产业需求大，但是针对该产业出口应给予激励，一个稳定的交易市场不只利用比较优势进行贸易，也要为了应对反比较优势进行一定的准备。
完善出口汇率制度，大面积升值会使得出口下降。应稳定汇率，适当针对国内需求控制出口。
总之，根据外国需求强化本国的生产十分重要，但是由于美国常年财政赤字，容易发生经济动荡。当下美元暴跌，出口价格高，此时可以将出口份额转移至其他国家。机遇固然重要，但是自身综合国力的提升和防范匯率相关金融风险依然是国际贸易永恒的主题，关于美国对中国出口问题上同样可以在此基础上进行反向分析。
参考文献：
[1]杨江，万科，黄新建.中国国际承包工程企业对非投资影响因素研究——基于时间序列数据的多元线性回归分析[J].云南社会科学，2016（03）：88-92.
[2]王磊.影响我国对日出口贸易因素的计量分析[J].世界经济情况，2007（01）：16-19.
[3]王冰.中国对美国出口贸易影响因素的计量分析[J].经济研究导刊，2010（01）：165-166.
[4]张丹. 人民币汇率变动对出口贸易影响的实证分析[D].贵阳：贵州财经学院，2010.
[5]高运胜，陆宝群.中国对美出口与美国GDP增长的相关性分析[J].国际贸易问题，2004（01）：45-48.
[6]杨纬球，丁启洪.中国对外直接投资决定因素实证分析[J].现代商贸工业，2011，23（07）：110-111.
[7]许祥云.中国出口多样化影响因素的实证分析——基于中国对美出口的分析[J].南京财经大学学报，2009（06）：19-24.
[8]林宗兵，李小玲.基于计量经济模型的我国城镇居民收入消费定量分析[J].攀枝花学院学报，2011，28（03）：69-74.
（作者单位：广西大学）
（一）模型
出口贸易状况与实际经济状况相关，国内生产总值和失业率反应该国的经济状况。劳动工资水平影响生产成本。出口商品的国内价格状况也会影响出口贸易的规模。汇率和关税直接影响进出口，本币升值或关税降低进口成本刺激进口，反之将抑制进口。
故拟用：美国国内生产总值GDP、人民币兑美元汇率E、美国失业率U、中国商品价格指数P、中国劳动力工资水平W、美国年均关税T作为模型的解释变量，被解释变量中国对美国历年出口贸易总额Y，通过多元回归分析可得到初始模型：
Y=β0+β1GDPt+β2Et+β3Ut+β4Pt+β5Wt+β6Tt+μ
（二）样本及变量解释
研究采用2001～2018年中国对美国出口贸易相关数据作为样本，对美出口贸易额取自联合国数据库，GDP数据出自快易理财网中美历年GDP对比表。汇率信息源于中国商务部网站。中国出口商品价格指数以全国零售商品价格指数数据进行衡量，和中国劳动力水平均源于国际统计局数据库。美国平均关税源自WITS官网的国别统计，美国平均失业率源自东方财富网下choice数据中的关税税率整理。
二、实证分析
（一）相关数据（如表1所示）
（二）参数估计及统计检验分析
1. 参数估计
按初始模型公式进行回归，Eviews软件的输出结果如表2所示。
Y=-2478.29+0.0334GDPt-398.45Et-1108.91Ut+46.27Pt-15.68Wt+3052.28Tt
R^2=0.991957 ^2=0.987569 F=226.10
2. 统计检验结果分析
（1）拟合优度检验：可决系数 R^2与调整的可决系数^2均接近于1，表明模型拟合度较高。
（2）方程显著性检验：给定显著性水平α=0.05，临界值为F0.05（6，11）=3.09，226.10>3.09，通过方程显著性检验。
（3）变量显著性检验：给定显著性水平α=0.05，可得t0.025（11）=2.201，除GDP和汇率的t绝对值大于该临界值外，其余变量都没有通过显著性检验。
基于以上统计结果，考虑多重共线性的问题，删除t值太小而未通过变量显著性检验的变量：中国商品价格指数P、中国劳动力工资水平W、美国平均关税T和美国平均失业率U，将剩余变量的数据进行新的回归。
三、模型调整
（一）变量调整及调整模型回归分析
1. 变量调整
考虑存在多重共线性的影响，以及关税和失业率实际体现了整体经济需求状态，针对新贸易理论中关于非关税举措的增幅，如出口补贴等，也都与进口国的实际经济状况有关，最终适于分析宏观条件下的出口贸易因素再次转为了GDP。
保留美国GDP和人民币兑美元汇率E进行新的回归分析，在剔除不显著变量后的模型中采取半对数形式减小差异，调整后模型为：
Y=β0+β1LNGDPt+β2LNEt+μ
2. 模型回归分析调整
运用Eviews软件的输出结果如表3所示。
Y=-59410.24+5563.68（LNGDP）t-2130.95（LNE）t
R^2=0.989660 ^2=0.988282 F=717.87 D.W=1.3520
可得新模型的可决系数与调整的可决系数依然都接近于1，各个t值和F统计量在5%的显著性水平下都大于相应的临界值：t0.025（15）=2.31，F0.05（2，15）=6.36，因此在5%的显著性水平下通过了变量显著性检验和方程的显著性检验。
（二）误差分析及检验
1. 多重共线性检验
根据Eviews多重共线性进行检验得到的相关系数为ρ=0.849797，与1还有一定距离，故剔除变量调整后不存在多重共线性问题。
2. 异方差性检验
运用Eviews进行怀特检验，LM=18*0.287283=5.17小于χ^20.05（5）=12.59，表明在现有样本下不存在怀特检验的异方差性。
3. 序列相关性检验
对新模型进行D.W检验，在5%的显著性水平下，n=18和k=2时dL=1.16，dU=1.39，dL<D.W=1.3520<dU，此时无法确定是否存在序列相关性，需要对新模型采取拉格朗日乘数（LM）检验，根据下方表4的结果，可知LM=18*0.078376=1.41小于临界值χ^20.05（1）=3.84，表明模型不存在一阶序列相关性。
故最终模型为：Y=-59410.24+5563.68（LNGDP）t-2130.95（LNE）t
四、结论与政策建议
（一）结论分析
由以上研究可知影响中国对美国出口贸易因素主要有以下两个。
GDP增长一个百分点使出口额增长5563.68亿美元，说明美国社会良态发展促进其进口需求，需求量的增加会给生产增加的反馈，即出口量增加的契机。
汇率提升一个百分点使出口额减少2130.95亿美元。汇率的变动会影响商品价格从而导致出口量增减变动。我国在2005年的汇率改革之后，人民币基本呈现升值趋势，对美出口贸易产生了一定的影响。
（二）政策建议
优化产业结构，美国重工业和高科技产业比较发达，基础性产业需求大，但是针对该产业出口应给予激励，一个稳定的交易市场不只利用比较优势进行贸易，也要为了应对反比较优势进行一定的准备。
完善出口汇率制度，大面积升值会使得出口下降。应稳定汇率，适当针对国内需求控制出口。
总之，根据外国需求强化本国的生产十分重要，但是由于美国常年财政赤字，容易发生经济动荡。当下美元暴跌，出口价格高，此时可以将出口份额转移至其他国家。机遇固然重要，但是自身综合国力的提升和防范匯率相关金融风险依然是国际贸易永恒的主题，关于美国对中国出口问题上同样可以在此基础上进行反向分析。
参考文献：
[1]杨江，万科，黄新建.中国国际承包工程企业对非投资影响因素研究——基于时间序列数据的多元线性回归分析[J].云南社会科学，2016（03）：88-92.
[2]王磊.影响我国对日出口贸易因素的计量分析[J].世界经济情况，2007（01）：16-19.
[3]王冰.中国对美国出口贸易影响因素的计量分析[J].经济研究导刊，2010（01）：165-166.
[4]张丹. 人民币汇率变动对出口贸易影响的实证分析[D].贵阳：贵州财经学院，2010.
[5]高运胜，陆宝群.中国对美出口与美国GDP增长的相关性分析[J].国际贸易问题，2004（01）：45-48.
[6]杨纬球，丁启洪.中国对外直接投资决定因素实证分析[J].现代商贸工业，2011，23（07）：110-111.
[7]许祥云.中国出口多样化影响因素的实证分析——基于中国对美出口的分析[J].南京财经大学学报，2009（06）：19-24.
[8]林宗兵，李小玲.基于计量经济模型的我国城镇居民收入消费定量分析[J].攀枝花学院学报，2011，28（03）：69-74.
（作者单位：广西大学）