計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末論文中國(guó)進(jìn)出口總額的影響因素分析所在院系：數(shù)金院所在班級(jí)：金工1402姓名：王為漢學(xué)號(hào)：14442206摘要：隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，中國(guó)進(jìn)出口總額也快速增長(zhǎng)，但是影響其增速的因素有很多，因此，本文在相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，用Eview軟件處理數(shù)據(jù)，采取計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，對(duì)影響中國(guó)進(jìn)出口總額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究我國(guó)進(jìn)出口總額與人民幣對(duì)美元匯率，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額以及外匯儲(chǔ)備的關(guān)聯(lián)。通過(guò)多元回歸分析來(lái)驗(yàn)證其關(guān)系，并基于實(shí)證分析的結(jié)果，提出相應(yīng)對(duì)策或建議。關(guān)鍵詞：進(jìn)出口總額，GDP，人民幣對(duì)美元匯率，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資1. 引言中國(guó)對(duì)

2、外貿(mào)易在20年以來(lái)，從一個(gè)較低的水平發(fā)展到了一個(gè)很高的水平，進(jìn)出口總額占GDP的比例從1995年的38.36%上升到了2014年的41.55%，雖然增加的百分比不高，但是進(jìn)出口值從1995年的2808.60億美元增加到2004年的43015.27億美元，大致在20年里翻了15倍。很顯然，對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了不可低估的作用。但是，越來(lái)越高的進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)，直接的結(jié)果就是我國(guó)外貿(mào)依存度的迅速攀升，這在一定程度上造成國(guó)民經(jīng)濟(jì)的過(guò)分對(duì)外依賴(lài),國(guó)際經(jīng)濟(jì)形式的風(fēng)云變幻在一等程度上會(huì)嚴(yán)重影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從目前的理論的研究來(lái)看，影響我國(guó)進(jìn)出口發(fā)展的因素主要有人民幣對(duì)美元匯率，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，

3、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額，外匯儲(chǔ)備等。因此，本文通過(guò)構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)以上因素與進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。2. 理論基礎(chǔ)2.1理論模型建立回歸模型如下：其中，進(jìn)出口總額為被解釋變量Y, 人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實(shí)際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲(chǔ)備為解釋變量X6。為準(zhǔn)確計(jì)算，將以上除人民幣對(duì)美元匯率以外的五個(gè)變量單位統(tǒng)一為（億美元）。以下是各個(gè)影響因素對(duì)進(jìn)出口總額的影響原理： 1.人民幣對(duì)美元匯率X2，匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響有很多解釋?zhuān)@里主要從其一般性的原

4、理和政策性方面加以闡述。 一般情況下，如果人民幣對(duì)外升值，以外幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格將上升，這將會(huì)削弱中國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)能力，導(dǎo)致出口減少，出口總額下降。反之，如果人民幣對(duì)外貶值，以外幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格將下降，這樣就能增強(qiáng)中國(guó)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，使得出口增加，出口總額上升。 再有,1994年實(shí)施的匯率并軌，國(guó)內(nèi)銀行掛牌的美元兌人民幣的年平均匯率從1993年的5.7620元驟升至8.6187元,人民幣大幅度的貶值對(duì)出口產(chǎn)生巨大影響，使外貿(mào)依存度一度高達(dá)46.6%?？梢?jiàn)政策因素通過(guò)對(duì)匯率的影響對(duì)進(jìn)出口總額起間接影響作用。2.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）X3,一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度

5、上依賴(lài)于這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國(guó)民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，與國(guó)外的聯(lián)系也會(huì)越緊密，從而推動(dòng)國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，GDP已經(jīng)躍居世界第,二位，與此同時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易也發(fā)展迅速。3.全社會(huì)固定資產(chǎn)投資X4，固定資產(chǎn)的投入可以引起國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，改善投資環(huán)境，提高國(guó)內(nèi)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)對(duì)外貿(mào)易的總額有比較直接的影響。4.實(shí)際利用外資額X5, 實(shí)際利用外資金額包括對(duì)外借款額，外商直接投資和外商其他投資。我國(guó)進(jìn)出口額增量60%以上是由外商投資個(gè)體企業(yè)喲喲其實(shí)制造業(yè)，在外商投資中制造業(yè)占七成，外資主要投向制造業(yè)使得中國(guó)

6、制造加工業(yè)日益融入全球生產(chǎn)，如果外資不斷進(jìn)入那么中國(guó)的進(jìn)出口將保持高速增長(zhǎng)。相反外資撤走對(duì)我國(guó)的打擊將是很大的，所以實(shí)際利用外資金額這一因素很重要。5.外匯儲(chǔ)備X6，此因素對(duì)進(jìn)出口總額直接相關(guān)。3.模型設(shè)定3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源（或者樣本選?。?通過(guò)訪(fǎng)問(wèn)中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，得到我國(guó)自1995年起至2014年歷年的相關(guān)數(shù)據(jù)，以進(jìn)出口總額為被解釋變量Y, 人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實(shí)際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲(chǔ)備為解釋變量X6。為準(zhǔn)確計(jì)算，將以上除人民幣對(duì)美元匯率以外的五個(gè)變量單位統(tǒng)一為（億美元）。YX2X3X4

7、X5X619952808.60 835.10 7320.06 2397.23 481.33 735.97 19962898.80 831.42 8608.44 2755.95 548.05 1050.29 19973251.60 828.98 9581.59 3008.65 644.08 1398.90 19983239.50 827.91 10252.77 3431.07 585.57 1449.59 19993606.30 827.83 10894.47 3606.38 526.59 1546.75 20004742.90 827.84 12052.61 3976.34 593.56 16

8、55.74 20015096.50 827.70 13322.51 4496.01 496.72 2121.65 20026207.70 827.70 14619.06 5255.52 550.11 2864.07 20038509.88 827.70 16499.29 6713.38 561.40 4032.51 200411545.50 827.68 19417.46 8515.06 640.72 6099.32 200514219.10 819.17 22693.19 10837.02 638.05 8188.72 200617604.40 797.18 27303.32 13798.4

9、1 670.76 10663.40 200721765.70 760.40 35247.16 18059.43 783.39 15282.49 200825632.55 694.51 45607.94 24884.94 952.53 19460.30 200922075.35 683.10 50597.16 32879.34 918.04 23991.52 201029739.98 676.95 60403.72 37179.08 1088.21 28473.38 201136418.86 645.88 74955.64 48226.47 1176.98 31811.48 201238671.

10、19 631.25 84613.54 59357.58 1132.94 33115.89 201341589.93 619.32 94945.88 72061.95 1187.21 38213.15 201443015.27 614.28 103521.20 83352.97 1197.05 38430.18 數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局3.2 模型建立1.2.估計(jì)Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 13:25Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCo

11、efficientStd. Errort-StatisticProb.  C-63561.3125777.47-2.4657700.0272X271.7361628.224642.5416140.0235X31.0815690.2385184.5345390.0005X4-0.7714970.180576-4.2724230.0008X5-2.1052788.424594-0.2498970.8063X60.4261960.2993151.4239070.1764R-squared0.992286    Mean dependent

12、var17131.98Adjusted R-squared0.989531    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1463.949    Akaike info criterion17.65899Sum squared resid30004060    Schwarz criterion17.95771Log likelihood-170.5899    Hannan-Quinn

13、criter.17.71730F-statistic360.1689    Durbin-Watson stat0.848167Prob(F-statistic)0.000000 (25777.47)(28.2246)(0.2385) (0.1806) (8.4246) (0.2993)(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239) 3.3 模型檢驗(yàn)及修正1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)每增加1單位，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增

14、長(zhǎng)71.7362億美元：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)1.0816億美元：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)減少0.7715億美元：實(shí)際利用外資額每增加1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)減少2.1053億美元：外匯儲(chǔ)備每增加1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)0.4262億美元。2.回歸方程和回歸參數(shù)的檢驗(yàn)由圖表中的數(shù)據(jù)可以得到：，修正的可決系數(shù)，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。F檢驗(yàn)：由相關(guān)數(shù)據(jù)可知n=20，k=6，在給定顯著性水平，查表可得,而由以上數(shù)據(jù)的F=360.1689,由于F=360.1689>,說(shuō)明回歸方程顯著，即“人民幣對(duì)美元匯率”，“國(guó)內(nèi)

15、生產(chǎn)總值”，“全社會(huì)固定資產(chǎn)投資”，“實(shí)際利用外資額”，“外匯儲(chǔ)備”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“進(jìn)出口總額”有顯著影響。t檢驗(yàn)：針對(duì)給出顯著性水平查t分布表的自由度為n-k=14臨界值由圖一數(shù)據(jù)可得對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239)除去、的t統(tǒng)計(jì)量大于2.145外，其余t 統(tǒng)計(jì)量均小于2.145，因此可初步認(rèn)為模型存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。3. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)及修正計(jì)算得到相關(guān)系數(shù)矩陣表如下： 相關(guān)系數(shù)矩陣X2X3X4X5X6X2 1.000000-0.976237-0.954017-0.9833

16、06-0.988407X3-0.976237 1.000000 0.992698 0.967995 0.989048X4-0.954017 0.992698 1.000000 0.939957 0.968330X5-0.983306 0.967995 0.939957 1.000000 0.983648X6-0.988407 0.989048 0.968330 0.983648 1.000000 可見(jiàn)，各變量相互之間相關(guān)系數(shù)較高，初步證

17、實(shí)存在嚴(yán)重多重共線(xiàn)性。利用方差擴(kuò)大因子法，以X2為被解釋變量作對(duì)解釋變量X3、X4、X5、X6的輔助線(xiàn)性回歸如下圖Dependent Variable: X2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 14:32Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C902.797835.6527125.322000.0000X30.0004960.0021780.2276660.8230X4-0.0004270

18、.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812    Mean dependent var761.5950Adjusted R-squared0.975695    S.D. dependent var85.90146S.E. of regression13.39220    Akaike info crite

19、rion8.239540Sum squared resid2690.265    Schwarz criterion8.488473Log likelihood-77.39540    Hannan-Quinn criter.8.288134F-statistic191.6798    Durbin-Watson stat1.246669Prob(F-statistic)0.000000如上是X2為被解釋變量的一元線(xiàn)性回歸模型，以此類(lèi)推，分別做出以X3、X4、X5、X6為被解

20、釋變量的一元線(xiàn)性回歸模型，得表如下：被解釋變量可決系數(shù)的值方差擴(kuò)大因子X(jué)20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X50.976721.7122X60.993476.0084 由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經(jīng)驗(yàn)表明，方差擴(kuò)大因子VIF大于等于10時(shí)，通常說(shuō)明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性，這里X2 X3 X4 X5 X6的方差擴(kuò)大因子遠(yuǎn)大于10，表明存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。多重共線(xiàn)性的修正 運(yùn)用逐步回歸法中做出回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Stepwise RegressionDate: 06

21、/05/16 Time: 14:43Sample: 1995 2014Included observations: 20No always included regressorsNumber of search regressors: 6Selection method: Stepwise backwardsStopping criterion: p-value forwards/backwards = 0.05/0.05VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.*  X31.3097400.1499548.7342640.0

22、000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229R-squared0.991169    Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.989513    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1465.216    Akaik

23、e info criterion17.59425Sum squared resid34349712    Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425    Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic598.5695    Durbin-Watson stat0.477903Prob(F-statistic)0.000000Selection SummaryRemoved X5Remove

24、d X6*Note: p-values and subsequent tests do not account for stepwise        selection. 由上圖可知，修正保存了X2,X3,X4三個(gè)變量，剔除了X5 ,X6兩個(gè)變量。自相關(guān)檢驗(yàn)：根據(jù)多重共線(xiàn)性修正得出的結(jié)果，以Y為解釋變量，X2,X3,X4為解釋變量，使用普通最小二乘法得：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 15:44Sample: 1995

25、2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229X31.3097400.1499548.7342640.0000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000R-squared0.991169    Mean dependent var17131.98Adjusted R-squar

26、ed0.989513    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1465.216    Akaike info criterion17.59425Sum squared resid34349712    Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425    Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic5

27、98.5695    Durbin-Watson stat0.477903Prob(F-statistic)0.000000 Se=（19494.75）（22.1160）（0.1500）（0.1356）t= （-2.6958）（2.5175）（8.7343）（-6.6432） DW=0.4779 該回歸方程可決系數(shù)高，回歸系數(shù)顯著。對(duì)樣本量為20、三個(gè)解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，,.模型中DW<,說(shuō)明模型中存在自相關(guān)。自相關(guān)的修正： 使用迭代法作廣義差分回歸，作模型的一階自相關(guān)，得圖如下：Dependent Variable: YM

28、ethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:06Sample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsConvergence achieved after 15 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-53252.0225351.25-2.1005680.0543X255.9844428.635271.9550870.0708X31.2890300.1556998.2

29、789620.0000X4-0.8614880.127544-6.7544300.0000AR(1)0.7433470.2343853.1714800.0068R-squared0.996302    Mean dependent var17885.84Adjusted R-squared0.995245    S.D. dependent var14285.82S.E. of regression985.1144    Akaike info criterion16.844

30、33Sum squared resid13586306    Schwarz criterion17.09286Log likelihood-155.0211    Hannan-Quinn criter.16.88639F-statistic942.8445    Durbin-Watson stat1.009324Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots      .7

31、4 上圖中DW=1.009324,可以判斷,不能判斷是否有自相關(guān)。因此作其二階自相關(guān)得：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:10Sample (adjusted): 1997 2014Included observations: 18 after adjustmentsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-26047.0815929.44-1

32、.6351540.1280X223.8171418.324431.2997480.2181X31.3337110.08320016.030270.0000X4-1.0353820.075461-13.720760.0000AR(1)1.4856450.1647999.0149170.0000AR(2)-0.9285670.184593-5.0303390.0003R-squared0.998483    Mean dependent var18718.46Adjusted R-squared0.997850    

33、S.D. dependent var14217.70S.E. of regression659.1853    Akaike info criterion16.08109Sum squared resid5214304.    Schwarz criterion16.37788Log likelihood-138.7298    Hannan-Quinn criter.16.12201F-statistic1579.295    Dur

34、bin-Watson stat2.352249Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .74-.61i     .74+.61i 上圖中DW=2.3522，可以判斷4->DW>,說(shuō)明在5%得顯著性水平下廣義差分后模型中已無(wú)自相關(guān)。異方差檢驗(yàn)： 對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)，得出White檢驗(yàn)結(jié)果如圖：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic0.882676    Prob. F(3,16)0.4710

35、Obs*R-squared2.840009    Prob. Chi-Square(3)0.4170Scaled explained SS0.934086    Prob. Chi-Square(3)0.8172Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:27Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. E

36、rrort-StatisticProb.  C6218550.9464792.0.6570190.5205X22-6.82036813.64616-0.4998010.6240X320.0002090.0016210.1291370.8989X42-0.0008820.002054-0.4293990.6734R-squared0.142000    Mean dependent var1717486.Adjusted R-squared-0.018874    S.D. dependent v

37、ar1786446.S.E. of regression1803226.    Akaike info criterion31.82491Sum squared resid5.20E+13    Schwarz criterion32.02406Log likelihood-314.2491    Hannan-Quinn criter.31.86378F-statistic0.882676    Durbin-Watson stat1

38、.386225Prob(F-statistic)0.470952 由上述結(jié)果可知，,由White檢驗(yàn)知，在的情況下，查分布表，得臨界值。比較計(jì)算統(tǒng)計(jì)量和臨界值，因?yàn)?lt;，所以表明模型不存在異方差。設(shè)定誤差： 依據(jù)表中1995-2014年的數(shù)據(jù)，生成新變量lnY=log(Y)、lnX2=log(X2)、lnX3=log（X3）和lnX4=log(X4)的回歸如下：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 19:11Sample: 1995 2014Included observations: 20Vari

39、ableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-35.758615.694381-6.2796300.0000LNX24.6135400.6539977.0543700.0000LNX30.8641120.6118031.4124020.1770LNX40.6145920.4392411.3992130.1808R-squared0.990821    Mean dependent var9.328067Adjusted R-squared0.989100   &

40、#160;S.D. dependent var1.003569S.E. of regression0.104774    Akaike info criterion-1.497171Sum squared resid0.175641    Schwarz criterion-1.298024Log likelihood18.97171    Hannan-Quinn criter.-1.458295F-statistic575.7279   &#

41、160;Durbin-Watson stat1.444893Prob(F-statistic)0.000000回歸結(jié)果的殘差圖見(jiàn)附表。由上圖可知，該模型的DW統(tǒng)計(jì)量為1.4449，而n=20和k=3，的DW統(tǒng)計(jì)量的臨界值是 。由于，不能確定該模型是否存在遺漏變量。對(duì)該模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)設(shè)定lnX8是lnX2的滯后變量，再加入一個(gè)新的解釋變量X7,X7是城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額。按照LM檢驗(yàn)步驟，首先生成其殘差序列e1，再用e1對(duì)全部解釋變量進(jìn)行回歸，得圖如下Dependent Variable: E1Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 21:53S

42、ample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.5914161.1735550.5039530.6227LNX30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735    Mean dependent var-3.74E-15Adjusted R-squared-0.330982    S.D. depe