091210105計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)eviews

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)作業(yè)班級(jí) 金融0902 學(xué)號(hào)091210105 姓名 方磊我國已發(fā)展成為一個(gè)對(duì)外經(jīng)貿(mào)大國，但是還算不上一個(gè)對(duì)外經(jīng)貿(mào)強(qiáng)國。在新的世紀(jì)里，我國的目標(biāo)應(yīng)當(dāng)是從一個(gè)對(duì)外經(jīng)貿(mào)大國發(fā)展成為對(duì)外經(jīng)貿(mào)強(qiáng)國。但與世界貿(mào)易強(qiáng)國相比，現(xiàn)時(shí)還有許多差距。主要表現(xiàn)在中國出口產(chǎn)品和服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不大，加工貿(mào)易占半壁江山，造成貿(mào)易條件不利。對(duì)此，我們進(jìn)行一些實(shí)證分析。我們按貿(mào)易方式把進(jìn)出口貿(mào)易分為一般貿(mào)易，加工貿(mào)易和其他貿(mào)易。其中加工貿(mào)易,主要指對(duì)外加工裝配、中小型補(bǔ)償貿(mào)易和進(jìn)料加工貿(mào)易。發(fā)展加工貿(mào)易的好處是投資少，時(shí)間短，見效快，有利于充分利用我國豐富的勞動(dòng)力資源，有利于擴(kuò)大出口，增加外匯收入。一般貿(mào)易是與加

2、工貿(mào)易相對(duì)而言的貿(mào)易方式。一般貿(mào)易指單邊輸入關(guān)境或單邊輸出關(guān)境的進(jìn)出口貿(mào)易方式，其交易的貨物是企業(yè)單邊售定的正常貿(mào)易的進(jìn)出口貨物。其他貿(mào)易為除了一般貿(mào)易和加工貿(mào)易以外的進(jìn)出口貿(mào)易。模型的建立：設(shè)定 Y=GDP X1=一般貿(mào)易 X2=加工貿(mào)易 X3=其他貿(mào)易，由于沒有進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)GDP的經(jīng)濟(jì)理論模型，我們簡(jiǎn)單的以 Y=B1+B2X1+B3X2+B4X3+U 當(dāng)做我們的理論模型。數(shù)據(jù)的收集。以下是我們得到的數(shù)據(jù)： 年份國內(nèi)生產(chǎn)總值Y一般貿(mào)易凈出口額X1加工貿(mào)易凈出口額X2其他貿(mào)易凈出口額X319853070.23 -135.42 -9.58 -4.00 19862975.90 -101.12 -1

3、0.83 -7.65 19873239.73 8.71 -11.97 -34.44 19884041.49 -25.82 -10.45 -41.23 19894513.11 -40.62 26.21 -51.59 19903902.79 92.60 66.60 -71.80 19914091.73 85.80 74.00 -78.60 19924882.22 100.60 80.80 -137.90 19936132.23 51.50 78.80 -252.40 19945592.24 260.40 94.10 -300.50 19957279.81 280.00 153.30 -266.30

4、 19968560.85 234.80 220.60 -333.20 19979526.53 389.44 293.96 -279.20 199810194.62 305.55 358.55 -229.36 199910832.79 120.95 373.04 -201.67 200011984.75 51.02 450.94 -260.87 200113248.18 -15.75 534.59 -293.40 200214538.20 70.76 577.27 -343.77 200316409.66 -56.17 789.47 -477.77 200419316.44 -45.39 106

5、2.76 -696.47 200522366.22 354.30 1424.55 -758.85 200626584.15 831.26 1888.83 -945.34 200733838.19 1098.44 2490.85 -971.03 200843292.39 907.69 2967.36 -893.75 2，普通最小二乘法Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 21:41Sample: 1985 2008Included observations: 24VariableCoefficientStd.

6、 Errort-StatisticProb. C4419.351485.15019.1092450.0000X1-2.8916591.597949-1.8096070.0854X212.565581.05890411.866590.0000X3-2.8792242.602890-1.1061640.2818R-squared0.984839 Mean dependent var12100.60Adjusted R-squared0.982565 S.D. dependent var10453.68S.E. of regression1380.325 Akaike info criterion1

7、7.44904Sum squared resid38105930 Schwarz criterion17.64538Log likelihood-205.3884 F-statistic433.0592Durbin-Watson stat0.509047 Prob(F-statistic)0.000000由此數(shù)據(jù)看出，可決系數(shù)和修正可決系數(shù)為0.984839和0.982565，F(xiàn)的檢驗(yàn)值為433.0592，明顯顯著，擬合效果還可以。但當(dāng)a=0.05時(shí)，ta/2(n-k)=2.080，說明x1與x3的t檢驗(yàn)不顯著，而且x1與x3系數(shù)的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)解釋相反?？赡艽嬖诙嘀毓簿€性。我們查看一下相關(guān)系數(shù)矩

8、陣：2，相關(guān)系數(shù)X1X2X3X110.829745497671-0.788979952946X20.8297454976711-0.930806274051X3-0.788979952946-0.9308062740511由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)很高，證實(shí)確實(shí)存在多重共線性。1修正多重共線性采用逐步回歸的方法，去解決多重共線性的問題。分別做y對(duì)x1，x2，x3的一元回歸，結(jié)果如下：變量x1x2x3參數(shù)估計(jì)值25.6860612.61014-32.09461t值6.15950634.31144-12.05149R20.6325630.9816560.868451其中x2的

9、可決系數(shù)最大，以x2為基礎(chǔ)，加入其它變量逐步回歸，結(jié)果如下：變量x1 x2x2 x3R20.9839110.982357可見，加入x1或加入x3對(duì)可決系數(shù)幾乎沒有改變，因此把x1和x3剔除。最終得：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 21:47Sample: 1985 2008Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4763.734364.758013.059980.0000X212.610140.36

10、752034.311440.0000R-squared0.981656 Mean dependent var12100.60Adjusted R-squared0.980822 S.D. dependent var10453.68S.E. of regression1447.683 Akaike info criterion17.47297Sum squared resid46107318 Schwarz criterion17.57114Log likelihood-207.6757 F-statistic1177.275Durbin-Watson stat0.530244 Prob(F-s

11、tatistic)0.000000Y=4763.734+12.61014X2 (13.05998) (34.31144)可決系數(shù)=0.981656 修正可決系數(shù)=0.980822 f值=1177.275 D-W值=0.5302442在以上基礎(chǔ)上，進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，利用white檢驗(yàn)的方法：White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.919805 Probability0.035451Obs*R-squared15.65803 Probability0.074376Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method

12、: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 21:51Sample: 1985 2008Included observations: 24由上表可知，NR2=24*0.144130=3.45912<5.9915，所以不存在異方差。3檢驗(yàn)自相關(guān)，。利用D-W值，D-W值=0.530244，在5%的顯著水平下，通過查表得dl=1.273，du=1.446，DW值小于dl的值，所以模型中有自相關(guān)。自相關(guān)的補(bǔ)救。因此我們需要對(duì)自相關(guān)問題進(jìn)行補(bǔ)救，采用廣義差分法：生產(chǎn)殘差序列Et，使用et進(jìn)行滯后一期的自回歸得： Et=0.713767Et-1由上式可知，p=0.713

13、767，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得廣義差分方程： Y-0.713767Yt-1=c(1-0.713767)+b3(X-0.713767Xt-1)+u對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：Dependent Variable: Y-0.713767*Y-1Method: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 22:32Sample: 1985 2008Included observations: 24VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1468.782257.19085.698370.0000X2-0.713767

14、*X2-112.601040.58752021.641440.0000R-squared9.57098 Mean dependent var3462.592Adjusted R-squared9.56078 S.D. dependent var2992.187S.E. of regression414.3748 Akaike info criterion14.97107Sum squared resid3777542. Schwarz criterion15.06925Log likelihood-177.6529 F-statistic468.4877 Durbin-Watson stat1

15、.324693 Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：Y*=1468.782+12.60104X* (5.694256) (21.64458) 可決系數(shù)=9.57098 F值=468.4877 使用廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本減少至23個(gè)，在顯著水平5%下，dl=1.257，du=1.437，此時(shí)DW值=1.324693大于dl的值，但接近du的值，我們認(rèn)為自相關(guān)已消除。由于樣本量較大，由差分方程可得：C=1468.782/1-0.713767=5131.4209所以我們的最終模型為：Y=5131.4209+12.60104X2經(jīng)濟(jì)意義的分析及模型的評(píng)價(jià)。由模型可知，加工貿(mào)易的凈出口額每增加1億美元，我國GDP增加12.60104億美元。我國的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)加工貿(mào)易的依賴很重，而且對(duì)GDP的貢獻(xiàn)很大。這顯示出了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的缺陷，加快調(diào)整和優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)是我國提高貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的重要一環(huán)。國際經(jīng)驗(yàn)表明，一個(gè)國家的貿(mào)易結(jié)構(gòu)將發(fā)生有以出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主、進(jìn)口資本密集型產(chǎn)品為主向以出口資本密集型產(chǎn)品和服務(wù)產(chǎn)品為主、進(jìn)口勞動(dòng)密集型為主的轉(zhuǎn)變。而一國欲從國際競(jìng)爭(zhēng)中獲得更大的利益，就應(yīng)使本國具有高附加值的產(chǎn)業(yè)具有較強(qiáng)的國際競(jìng)爭(zhēng)力。我國出口商品中技術(shù)含量和附加值較高的產(chǎn)品所占比重偏低在結(jié)構(gòu)上，我國出口商品中高科技含量、高附加值的產(chǎn)品的比重偏低