計量經(jīng)濟學論文 中國進出口總額的影響因素分析.doc

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1、計量經(jīng)濟學課程論文計量經(jīng)濟學課程論文中國進出口總額的影響因素分析學生姓名： 趙琛 學 號： 132095216 系 部： 經(jīng)濟與管理系 專 業(yè)： 國際經(jīng)濟與貿(mào)易 二一六年六月中國進出口總額的影響因素分析摘要：隨著中國經(jīng)濟的高速增長，中國進出口總額也快速增長，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)，采取計量經(jīng)濟學的分析方法，對影響中國進出口總額的影響因素進行實證分析。研究我國進出口總額與人民幣對美元匯率，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）,全社會固定資產(chǎn)投資，實際利用外資額以及外匯儲備的關(guān)聯(lián)。通過多元回歸分析來驗證其關(guān)系，并基于實證分析的結(jié)果，提出相應(yīng)對策或建

2、議。關(guān)鍵詞：進出口總額，GDP，人民幣對美元匯率，全社會固定資產(chǎn)投資1. 引言中國對外貿(mào)易在20年以來，從一個較低的水平發(fā)展到了一個很高的水平，進出口總額占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，對外貿(mào)易的發(fā)展對中國經(jīng)濟發(fā)展起到了不可低估的作用。但是，越來越高的進出口貿(mào)易的增長，直接的結(jié)果就是我國外貿(mào)依存度的迅速攀升，這在一定程度上造成國民經(jīng)濟的過分對外依賴,國際經(jīng)濟形式的風云變幻在一等程度上會嚴重影響我國的經(jīng)濟發(fā)展。從

3、目前的理論的研究來看，影響我國進出口發(fā)展的因素主要有人民幣對美元匯率，國內(nèi)生產(chǎn)總值，全社會固定資產(chǎn)投資，實際利用外資額，外匯儲備等。因此，本文通過構(gòu)建計量經(jīng)濟模型，對以上因素與進出口總額的關(guān)系進行實證研究，對它們之間的關(guān)系進行驗證。2. 理論基礎(chǔ)2.1理論模型建立回歸模型如下：其中，進出口總額為被解釋變量Y, 人民幣對美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲備為解釋變量X6。為準確計算，將以上除人民幣對美元匯率以外的五個變量單位統(tǒng)一為（億美元）。以下是各個影響因素對進出口總額的影響原理：1人

4、民幣對美元匯率X2，匯率變動對進出口貿(mào)易的影響有很多解釋，這里主要從其一般性的原理和政策性方面加以闡述。 一般情況下，如果人民幣對外升值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將上升，這將會削弱中國產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力，導致出口減少，出口總額下降。反之，如果人民幣對外貶值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將下降，這樣就能增強中國產(chǎn)品的競爭力，使得出口增加，出口總額上升。 再有,1994年實施的匯率并軌，國內(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出口產(chǎn)生巨大影響，使外貿(mào)依存度一度高達46.6%?？梢娬咭蛩赝ㄟ^對匯率的影響對進出口總額

5、起間接影響作用。2國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）X3,一國進出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的最有效的指標就是GDP。國民經(jīng)濟越發(fā)達，與國外的聯(lián)系也會越緊密，從而推動國家進出口貿(mào)易的發(fā)展。我國改革開放以來，經(jīng)濟迅猛發(fā)展，經(jīng)濟實力不斷增強，GDP已經(jīng)躍居世界第,二位，與此同時，進出口貿(mào)易也發(fā)展迅速。3全社會固定資產(chǎn)投資X4，固定資產(chǎn)的投入可以引起國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，改善投資環(huán)境，提高國內(nèi)企業(yè)競爭力，對對外貿(mào)易的總額有比較直接的影響。4實際利用外資額X5, 實際利用外資金額包括對外借款額，外商直接投資和外商其他投資。我國進出口額增量60%以上是由外商投資個

6、體企業(yè)喲喲其實制造業(yè)，在外商投資中制造業(yè)占七成，外資主要投向制造業(yè)使得中國制造加工業(yè)日益融入全球生產(chǎn)，如果外資不斷進入那么中國的進出口將保持高速增長。相反外資撤走對我國的打擊將是很大的，所以實際利用外資金額這一因素很重要。5外匯儲備X6，此因素對進出口總額直接相關(guān)。3.模型設(shè)定3.1 數(shù)據(jù)來源（或者樣本選取）通過訪問中國統(tǒng)計局網(wǎng)站，得到我國自1995年起至2014年歷年的相關(guān)數(shù)據(jù)， 以進出口總額為被解釋變量Y, 人民幣對美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲備為解釋變量X6。為準確計算，將

7、以上除人民幣對美元匯率以外的五個變量單位統(tǒng)一為（億美元）。YX2X3X4X5X619952808.60 835.10 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.

8、90 827.84 12052.61 3976.34 593.56 1655.74 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

9、200617604.40 797.18 27303.32 13798.41 670.76 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

10、48226.47 1176.98 31811.48 201238671.19 631.25 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)來源：國家統(tǒng)計局3.2 模型建立1.2.估計Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 13:25Sample: 1995 201

11、4Included observations: 20VariableCoefficientStd. 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-squared0.992286Mean dependent

12、var17131.98Adjusted R-squared0.989531S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1463.949Akaike info criterion17.65899Sum squared resid30004060Schwarz criterion17.95771Log likelihood-170.5899Hannan-Quinn criter.17.71730F-statistic360.1689Durbin-Watson stat0.848167Prob(F-statistic)0.000000 (25777.47)

13、(28.2246)(0.2385) (0.1806) (8.4246) (0.2993)(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239) 3.3 模型檢驗及修正1.經(jīng)濟意義檢驗模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，人民幣對美元匯率(美元=100)(元)每增加1單位，平均說來進出口總額會增長71.7362億美元：國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1億美元，平均說來進出口總額會增長1.0816億美元：全社會固定資產(chǎn)投資每增長1億美元，平均說來進出口總額會減少0.7715億美元：實際利用外資額每增加1億美元，平均說來進出口總額會減少2.1053

14、億美元：外匯儲備每增加1億美元，平均說來進出口總額會增長0.4262億美元。2.回歸方程和回歸參數(shù)的檢驗由圖表中的數(shù)據(jù)可以得到：，修正的可決系數(shù)，這說明模型對樣本的擬合很好。F檢驗：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,說明回歸方程顯著，即“人民幣對美元匯率”，“國內(nèi)生產(chǎn)總值”，“全社會固定資產(chǎn)投資”，“實際利用外資額”，“外匯儲備”等變量聯(lián)合起來確實對“進出口總額”有顯著影響。t檢驗：針對給出顯著性水平查t分布表的自由度為n-k=14臨界值由圖一數(shù)據(jù)可得對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為(-2.4658) (2.5416)

15、 (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239)除去、的t統(tǒng)計量大于2.145外，其余t 統(tǒng)計量均小于2.145，因此可初步認為模型存在嚴重的多重共線性。3. 計量經(jīng)濟學檢驗及修正計算得到相關(guān)系數(shù)矩陣表如下： 相關(guān)系數(shù)矩陣X2X3X4X5X6X21.000000-0.976237-0.954017-0.983306-0.988407X3-0.9762371.0000000.9926980.9679950.989048X4-0.9540170.9926981.0000000.9399570.968330X5-0.9833060.9679950.9399571.0000

16、000.983648X6-0.9884070.9890480.9683300.9836481.000000可見，各變量相互之間相關(guān)系數(shù)較高，初步證實存在嚴重多重共線性。利用方差擴大因子法，以X2為被解釋變量作對解釋變量X3、X4、X5、X6的輔助線性回歸如下圖Dependent Variable: X2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 14:32Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C902.797835.65

17、27125.322000.0000X30.0004960.0021780.2276660.8230X4-0.0004270.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812Mean dependent var761.5950Adjusted R-squared0.975695S.D. dependent var85.90146S.E. of regression13.39220Akaike info criterion8.23954

18、0Sum squared resid2690.265Schwarz criterion8.488473Log likelihood-77.39540Hannan-Quinn criter.8.288134F-statistic191.6798Durbin-Watson stat1.246669Prob(F-statistic)0.000000如上是X2為被解釋變量的一元線性回歸模型，以此類推，分別做出以X3、X4、X5、X6為被解釋變量的一元線性回歸模型，得表如下：被解釋變量可決系數(shù)的值方差擴大因子X20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X5

19、0.976721.7122X60.993476.0084由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經(jīng)驗表明，方差擴大因子VIF大于等于10時，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴重的多重共線性，這里X2 X3 X4 X5 X6的方差擴大因子遠大于10，表明存在嚴重的多重共線性。多重共線性的修正 運用逐步回歸法中做出回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Stepwise RegressionDate: 06/05/16 Time: 14:43Sample: 1995 2014Included observations: 20No always included regre

20、ssorsNumber of search regressors: 6Selection method: Stepwise backwardsStopping criterion: p-value forwards/backwards = 0.05/0.05VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.*X31.3097400.1499548.7342640.0000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.517503

21、0.0229R-squared0.991169Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.989513S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1465.216Akaike info criterion17.59425Sum squared resid34349712Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic598.5695Durbin-Watson stat0.4779

22、03Prob(F-statistic)0.000000Selection SummaryRemoved X5Removed X6*Note: p-values and subsequent tests do not account for stepwiseselection.由上圖可知，修正保存了X2,X3,X4三個變量，剔除了X5 ,X6兩個變量。自相關(guān)檢驗： 根據(jù)多重共線性修正得出的結(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: 15:44S

23、ample: 1995 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-squared0.991169Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.989513S.D. dependent

24、 var14307.67S.E. of regression1465.216Akaike info criterion17.59425Sum squared resid34349712Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic598.5695Durbin-Watson stat0.477903Prob(F-statistic)0.000000 Se=（19494.75）（22.1160）（0.1500）（0.1356）t= （-2.6958）（2.5175）（8.

25、7343）（-6.6432） DW=0.4779該回歸方程可決系數(shù)高，回歸系數(shù)顯著。對樣本量為20、三個解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，,.模型中DWDW,說明在5%得顯著性水平下廣義差分后模型中已無自相關(guān)。異方差檢驗： 對模型進行White檢驗，得出White檢驗結(jié)果如圖：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic0.882676Prob. F(3,16)0.4710Obs*R-squared2.840009Prob. Chi-Square(3)0.4170Scaled explained SS0.934086Prob. Chi-Squar

26、e(3)0.8172Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:27Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C6218550.9464792.0.6570190.5205X22-6.82036813.64616-0.4998010.6240X320.0002090.0016210.1291370.8989X42-0.0008820.002

27、054-0.4293990.6734R-squared0.142000Mean dependent var1717486.Adjusted R-squared-0.018874S.D. dependent var1786446.S.E. of regression1803226.Akaike info criterion31.82491Sum squared resid5.20E+13Schwarz criterion32.02406Log likelihood-314.2491Hannan-Quinn criter.31.86378F-statistic0.882676Durbin-Wats

28、on stat1.386225Prob(F-statistic)0.470952由上述結(jié)果可知，,由White檢驗知，在的情況下，查分布表，得臨界值。比較計算統(tǒng)計量和臨界值，因為，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: 20Va

29、riableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-35.758615.694381-6.2796300.0000LNX24.6135400.6539977.0543700.0000LNX30.8641120.6118031.4124020.1770LNX40.6145920.4392411.3992130.1808R-squared0.990821Mean dependent var9.328067Adjusted R-squared0.989100S.D. dependent var1.003569S.E. of regression0.104774A

30、kaike info criterion-1.497171Sum squared resid0.175641Schwarz criterion-1.298024Log likelihood18.97171Hannan-Quinn criter.-1.458295F-statistic575.7279Durbin-Watson stat1.444893Prob(F-statistic)0.000000回歸結(jié)果的殘差圖見附表。由上圖可知，該模型的DW統(tǒng)計量為1.4449，而n=20和k=3，的DW統(tǒng)計量的臨界值是 。由于，不能確定該模型是否存在遺漏變量。對該模型進行LM檢驗設(shè)定lnX8是lnX2的

31、滯后變量，再加入一個新的解釋變量X7,X7是城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額。按照LM檢驗步驟，首先生成其殘差序列e1，再用e1對全部解釋變量進行回歸，得圖如下Dependent Variable: E1Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 21:53Sample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.

32、5914161.1735550.5039530.6227LNX30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735Mean dependent var-3.74E-15Adjusted R-squared-0.330982S.D. dependent var0.047440S.E. of regression0.054731Akaike in

33、fo criterion-2.720692Sum squared resid0.038941Schwarz criterion-2.422448Log likelihood31.84657Hannan-Quinn criter.-2.670217F-statistic0.104769Durbin-Watson stat1.861468Prob(F-statistic)0.989325對于受約束回歸，查表得由上圖中可決系數(shù)計算,顯然，不拒絕絕原假設(shè)，即該模型不存在重要的遺漏變量。4.結(jié)論4.1 實證的結(jié)果實證結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，人民幣對美元匯率(美元=100)(元)每增加1單位

34、，平均說來進出口總額會增長23.8171億美元：國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1億美元，平均說來進出口總額會增長1.3337億美元：全社會固定資產(chǎn)投資每增長1億美元，平均說來進出口總額會減少1.0354億美元：4.2 實證的局限性此模型數(shù)據(jù)年份跨度較小，尤其沒有兼顧到1994年中國實行匯率并軌從而影響到進出口總額的情況；匯率變化采用的是年平均數(shù)，不足以顯示匯率短期變化對進出口總額的影響。此外，影響進出口總額的因素還有很多，例如政治因素，環(huán)境因素等。因此，此模型得出的結(jié)論有可能與實際情況有些偏差。5.政策建議1.在現(xiàn)有的人民幣匯率基礎(chǔ)上，再次通過漸進的人民幣升值來實現(xiàn)進出口總額的下降，進而促進外貿(mào)依存度的降

35、低。 (1)人民幣升值，意味著勞動力收入提高，這無疑可以提高我國居民的購買力，這有利于刺激國內(nèi)消費。 (2)人民幣升值，意味著勞動力成本上升，這必然會導致一些競爭力差的企業(yè)放棄出口，減少我國的出口額。另外，根據(jù)日本的經(jīng)驗來看，本幣升值還可以在間接上起到調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的作用2. 一國進出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的最有效的指標就是GDP。因此，國家應(yīng)該促進國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，鼓勵國內(nèi)生產(chǎn)，適當增加財政收入，但要防止房地產(chǎn)泡沫的出現(xiàn)。應(yīng)該擴大內(nèi)需，增加老百姓收入；貫徹落實節(jié)能減排的政策；還應(yīng)該大力引進外資，發(fā)展外向型經(jīng)濟。參考文獻1. 張曉靜

36、. 我國進出口總額影響因素的實證分析J. 中國市場, 2016(11).2. 宋潔明, 陳旻瑞. 我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額影響因素的實證分析J. 商, 2016(6).3. 邢友萍, 徐舜. 中國貨物出口額影響因素的實證分析J. 商情, 2014(26):49-49.4. 何澤. 影響中國進出口總額的因素分析J. 商場現(xiàn)代化, 2007(17):13-13.5. 劉雪倩. 影響中國進出口總額的因素分析J. 新財經(jīng):理論版, 2011(2).6. 韓德光. 中國對外貿(mào)易中影響進口額的因素分析J. 北方經(jīng)貿(mào), 2001(12):48-50.7. 李曉琳. 基于計量模型的中國進口額影響因素分析J. 商場現(xiàn)代化, 2015(3):271-274.8. 原博. 中國進口總額影響因素分析J. 商場現(xiàn)代化, 2012(21):161-161.14