GDP與進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析

1、山西財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文GDPW進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析、弓I言：（一）選題背景及意義在經(jīng)濟(jì)意義中，進(jìn)出口總額的增長促進(jìn)國家 GDP勺增長，外貿(mào)進(jìn)出口總 額與GD曜一種正相關(guān)的關(guān)系，每當(dāng)進(jìn)出口總額增加，GDP&隨之增長，可見我國外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長與 GD混成正比例的。夕卜貿(mào)進(jìn)出口總額的變動(dòng) 在很大程度上影響了 GDP勺變動(dòng)，夕卜貿(mào)進(jìn)出口總額的增長促進(jìn) GDP勺增長， 有利于推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。我國外貿(mào)進(jìn)出口總額的變動(dòng)對(duì)GPLD?在很大的影響。我國在貿(mào)易方面不 斷對(duì)外開放的同時(shí)，我國外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長，在外貿(mào)進(jìn)出口總額 的影響下，我國GD也呈現(xiàn)逐年增長的趨勢(shì)?？梢?，外貿(mào)進(jìn)出口

2、的不斷發(fā)展 促進(jìn)了國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易的增長，為我國帶來了大量的外匯的收入， 從而促進(jìn)了我國GDP勺增長，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易與 GDP勺關(guān)系 到底是怎樣，其中關(guān)系又是怎樣變化的，對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額的增長是否真 的促進(jìn)了 GDP勺增長，本文就是根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)所學(xué)，對(duì)以上問題進(jìn)行實(shí)證 分析。（二）文獻(xiàn)綜述龐皓主編，科學(xué)出版社出版的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）為研究提供了理論山西財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 依據(jù)及具體的研究方法。（三）研究內(nèi)容及方法研究GD百進(jìn)出口總額的具體關(guān)系，運(yùn)用 Eviews進(jìn)行回歸分析二、模型設(shè)定設(shè)GDP被解釋變量Y設(shè)進(jìn)出口總額為解釋變量X數(shù)據(jù)性質(zhì)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型為 y=

3、 6 1+ 6 2x+u、數(shù)據(jù)搜集年份進(jìn)出口總額（X）（億元）國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）（億元）1978355.436501979454.640681980570.845521981735.348981982771.353331983860.1597619841201.0722619852066.7904019862580.41030919873084.21210219883821.81510119894156.01709019905560.11877419917225.82189619929119.627068199311271.435524199420381.948460199523499.961

4、130199624133.871572199726967.279429199826857.784884199929896.390188200039274.299776200142193.3110270200251378.2121002200370483.5136565200495558.11607142005116921.81858962006140971.42176572007166740.22680192008179921.53167522009150648.13456292010201722.14089032011236401.94841242012239739.1534123四、參數(shù)估

5、計(jì)Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/18/16 Time: 21:36Sample: 1978 2012Included observations: 35VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C8686.1525508.4521.5768770.1244X1.9218770.06002432.018640.0000R-squared0.968815Mean dependent var115077.1Adjusted R-squared0.967870S.D. dependen

6、t var145004.0S.E. of regression25991.83Akaike info criterion23.22440Sum squared resid2.23E+10Schwarz criterion23.31327Log likelihood-404.4270Hannan-Quinn criter.23.25508F-statistic1025.193Durbin-Watson stat0.575621Prob(F-statistic)0.0000003山西財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文模型估計(jì)的結(jié)果可表示為:y=8686.152+1.921877*x五、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)由于我們建

7、立的模型只有一個(gè)解釋變量，所以多重共線性的檢驗(yàn)就沒有 必要了。（一）異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic19.54207Prob. F(2,32)0.0000Obs*R-squared19.24403Prob. Chi-Square(2)0.0001Scaled explained SS28.05670Prob. Chi-Square(2)0.0000Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 06/18/16

8、Time: 21:41Sample: 1978 2012Included observations: 35VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1.46E+081.97E+08-0.7390460.4653XA2-0.0522970.032260-1.6211160.1148X22096.596925.0833.1908050.0032R-squared0.549829Mean dependent var6.37E+08Adjusted R-squared0.521694S.D. dependent var1.17E+09S.E. of

9、regression8.09E+08Akaike info criterion43.94350Sum squared resid2.10E+19Schwarz criterion44.07682Log likelihood-766.0113Hannan-Quinn criter.43.98952F-statistic19.54207Durbin-Watson stat1.431482Prob(F-statistic)0.000003#山西財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 因?yàn)閚R的平方19.24403>5.9915 （那個(gè)符號(hào)實(shí)在不會(huì)輸），所以決絕原假設(shè)， 表明模型存在異方差。（二）加權(quán)最小二乘法

10、消除異方差Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/18/16 Time: 22:16Sample: 1978 2012Included observations: 35Weighting series: 1/XA2Weight type: Inverse variance (average scaling)VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C3106.610137.721022.557270.0000X2.4679530.10943622.551490.0000Weighted

11、 StatisticsR-squared0.939066Mean dependent var4671.081Adjusted R-squared0.937220S.D. dependent var2809.538S.E. of regression703.7893Akaike info criterion16.00628Sum squared resid16345541Schwarz criterion16.09516Log likelihood-278.1099Hannan-Quinn criter.16.03696F-statistic508.5697Durbin-Watson stat0

12、.327210Prob(F-statistic)0.000000Weighted mean dep.4671.476Unweighted StatisticsR-squared0.860850Mean dependent var115077.1Adjusted R-squared0.856634S.D. dependent var145004.0S.E. of regression54903.91Sum squared resid9.95E+10Durbin-Watson stat0.210957運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差后，參數(shù)的 t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著,即估計(jì)結(jié)果為Y=3106.6

13、1+2.467953x5山西財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文t=（22.55727） （22.55149）R-squared=0.939066 Durbin-Watson stat=0.327210 F=508.5697這說明進(jìn)出口總額每增加1億元，平均來說GDF增加2.467953億元， 而不是之前得出的增加1.921877億元五、對(duì)模型的經(jīng)濟(jì)解釋在經(jīng)濟(jì)意義中，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長促進(jìn)國家 GDP勺增長，外貿(mào)進(jìn)出 口總額與GD視一種正相關(guān)的關(guān)系。 進(jìn)出口總額每增加1億元，平均來說 GDP#增加 2.467953 億元。且由以上對(duì)進(jìn)出口總額與 GD慶系的分析，可知進(jìn)出口總額與 GDP?間 存在定量的正相關(guān)關(guān)系，因此，增加進(jìn)出口總額對(duì)于我國 GDP勺增長是有重 要意義的。在19782012年期間，我國在貿(mào)易方面不斷對(duì)外開放的同時(shí)， 我 國外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長，在外貿(mào)進(jìn)出口總額的影響下，我國 GDP& 呈現(xiàn)逐年增長的趨勢(shì)?？梢?，外貿(mào)進(jìn)出口的不斷發(fā)展促進(jìn)了國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。六、關(guān)于提高進(jìn)出口水平的一些建議（一）堅(jiān)決清理和規(guī)范進(jìn)出口環(huán)節(jié)收費(fèi)。深入開展全國范圍內(nèi)的涉企收 費(fèi)集中整治專項(xiàng)行動(dòng)。（二）保持人民幣匯率在合理均衡水平上基本穩(wěn)定。完善人民幣匯率市 場(chǎng)化形 成機(jī)制，擴(kuò)