計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 2

《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 2》由會(huì)員分享，可在線(xiàn)閱讀，更多相關(guān)《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 2（13頁(yè)珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、 ...wd... 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)理論研究的根基上，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)展實(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)

2、固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額以及外匯儲(chǔ)藏的關(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)外貿(mào)易在20年以來(lái)，從一個(gè)較低的水平開(kāi)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)易的開(kāi)展對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)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

3、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)開(kāi)展。 從目前的理論的研究來(lái)看，影響我國(guó)進(jìn)出口開(kāi)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，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額，外匯儲(chǔ)藏等。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)展實(shí)證研究，對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)展驗(yàn)證。 2. 理論根基 2.1理論模型 建設(shè)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X

4、5，外匯儲(chǔ)藏為解釋變量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

5、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)易的開(kāi)展程度很大程度上依賴(lài)于這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)開(kāi)展水平，衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)開(kāi)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國(guó)民經(jīng)濟(jì)越興旺，與國(guó)外的聯(lián)系也會(huì)越嚴(yán)密，從而推動(dòng)國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的開(kāi)展。我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)迅猛開(kāi)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)易也開(kāi)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)

6、業(yè)構(gòu)造的調(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)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)藏——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〔或者樣本選取〕 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

7、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)藏為解釋變量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〕。 Y X2 X3 X4 X5 X6 1995 2808.60 835.10 7320.06 2397.23 481.33 735.97 1996 2898.80 831.42 8608.44 2755.95 548.05 1050.29

8、 1997 3251.60 828.98 9581.59 3008.65 644.08 1398.90 1998 3239.50 827.91 10252.77 3431.07 585.57 1449.59 1999 3606.30 827.83 10894.47 3606.38 526.59 1546.75 2000 4742.90 827.84 12052.61 3976.34 593.56 1655.74 2001 5096.50 827.70 13322.51 44

9、96.01 496.72 2121.65 2002 6207.70 827.70 14619.06 5255.52 550.11 2864.07 2003 8509.88 827.70 16499.29 6713.38 561.40 4032.51 2004 11545.50 827.68 19417.46 8515.06 640.72 6099.32 2005 14219.10 819.17 22693.19 10837.02 638.05 8188.72 2006 1760

10、4.40 797.18 27303.32 13798.41 670.76 10663.40 2007 21765.70 760.40 35247.16 18059.43 783.39 15282.49 2008 25632.55 694.51 45607.94 24884.94 952.53 19460.30 2009 22075.35 683.10 50597.16 32879.34 918.04 23991.52 2010 29739.98 676.95 60403.72 3

11、7179.08 1088.21 28473.38 2011 36418.86 645.88 74955.64 48226.47 1176.98 31811.48 2012 38671.19 631.25 84613.54 59357.58 1132.94 33115.89 2013 41589.93 619.32 94945.88 72061.95 1187.21 38213.15 2014 43015.27 614.28 103521.20 83352.97 1197.05 384

12、30.18 數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局 3.2 模型建設(shè) 1. 2.估計(jì) Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 13:25 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -63561.31 25777.4

13、7 -2.465770 0.0272 X2 71.73616 28.22464 2.541614 0.0235 X3 1.081569 0.238518 4.534539 0.0005 X4 -0.771497 0.180576 -4.272423 0.0008 X5 -2.105278 8.424594 -0.249897 0.8063 X6 0.426196 0.299315 1.423907 0.1764 R-squared 0.992286 ????Mean dependent var

14、 17131.98 Adjusted R-squared 0.989531 ????S.D. dependent var 14307.67 S.E. of regression 1463.949 ????Akaike info criterion 17.65899 Sum squared resid 30004060 ????Schwarz criterion 17.95771 Log likelihood -170.5899 ????Hannan-Quinn criter. 17.71730 F-statistic 360.1689 ????Durbin

15、-Watson stat 0.848167 Prob(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) 模型估計(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)增長(zhǎng)71.7362億美元：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)

16、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)藏每增加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)生產(chǎn)總值〞，“全社會(huì)固定資產(chǎn)投資

17、〞，“實(shí)際利用外資額〞，“外匯儲(chǔ)藏〞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 X2 X3 X4 X5 X6 X2

18、?1.000000 -0.976237 -0.954017 -0.983306 -0.988407 X3 -0.976237 ?1.000000 ?0.992698 ?0.967995 ?0.989048 X4 -0.954017 ?0.992698 ?1.000000 ?0.939957 ?0.968330 X5 -0.983306 ?0.967995 ?0.939957 ?1.000000 ?0.983648 X6 -0.988407 ?0.989048 ?0.968330 ?0.983648 ?1.000000 可見(jiàn)，各變

19、量相互之間相關(guān)系數(shù)較高，初步證實(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)性回歸如以以下圖 Dependent Variable: X2 Method: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 14:32 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.??

20、 C 902.7978 35.65271 25.32200 0.0000 X3 0.000496 0.002178 0.227666 0.8230 X4 -0.000427 0.001648 -0.259371 0.7989 X5 -0.119205 0.070655 -1.687130 0.1123 X6 -0.004286 0.002505 -1.711081 0.1077 R-squared 0.980812 ????Mean dependent var 76

21、1.5950 Adjusted R-squared 0.975695 ????S.D. dependent var 85.90146 S.E. of regression 13.39220 ????Akaike info criterion 8.239540 Sum squared resid 2690.265 ????Schwarz criterion 8.488473 Log likelihood -77.39540 ????Hannan-Quinn criter. 8.288134 F-statistic 191.6798 ????Durbin-Wa

22、tson stat 1.246669 Prob(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 X2 0.9808 26.2941 X3 0.9980 250.2502 X4 0.9945 91.1597 X5 0.9767 21.7122 X6 0.9934 76.0084 由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經(jīng)歷說(shuō)明，方差擴(kuò)大因子V

23、IF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，說(shuō)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: Y Method: Stepwise Regression Date: 06/05/16 Time: 14:43 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 No always included regressors Numb

24、er of search regressors: 6 Selection method: Stepwise backwards Stopping criterion: p-value forwards/backwards = 0.05/0.05 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.*?? X3 1.309740 0.149954 8.734264 0.0000 X4 -0.900601 0.135568 -6.64

25、3176 0.0000 C -52553.99 19494.75 -2.695802 0.0159 X2 55.67717 22.11603 2.517503 0.0229 R-squared 0.991169 ????Mean dependent var 17131.98 Adjusted R-squared 0.989513 ????S.D. dependent var 14307.67 S.E. of regression 1465.216 ????Akaike info criterion 17.59

26、425 Sum squared resid 34349712 ????Schwarz criterion 17.79340 Log likelihood -171.9425 ????Hannan-Quinn criter. 17.63312 F-statistic 598.5695 ????Durbin-Watson stat 0.477903 Prob(F-statistic) 0.000000 Selection Summary Removed X5

27、 Removed 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: Y Method: Least Squares Date: 06/0

28、5/16 Time: 15:44 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -52553.99 19494.75 -2.695802 0.0159 X2 55.67717 22.11603 2.517503 0.0229 X3 1.309740 0.149954 8.734264 0.0000

29、 X4 -0.900601 0.135568 -6.643176 0.0000 R-squared 0.991169 ????Mean dependent var 17131.98 Adjusted R-squared 0.989513 ????S.D. dependent var 14307.67 S.E. of regression 1465.216 ????Akaike info criterion 17.59425 Sum squared resid 34349712 ????Schwarz criteri

30、on 17.79340 Log likelihood -171.9425 ????Hannan-Quinn criter. 17.63312 F-statistic 598.5695 ????Durbin-Watson stat 0.477903 Prob(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

31、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: Y Method: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 16:06 Sample (adjusted): 1996 2014 Included observations: 19 after adjustments Convergence achieved after 15 i

32、terations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -53252.02 25351.25 -2.100568 0.0543 X2 55.98444 28.63527 1.955087 0.0708 X3 1.289030 0.155699 8.278962 0.0000 X4 -0.861488 0.127544 -6.754430 0.0000 AR(1) 0.743347 0.

33、234385 3.171480 0.0068 R-squared 0.996302 ????Mean dependent var 17885.84 Adjusted R-squared 0.995245 ????S.D. dependent var 14285.82 S.E. of regression 985.1144 ????Akaike info criterion 16.84433 Sum squared resid 13586306 ????Schwarz criterion 17.09286 Log li

34、kelihood -155.0211 ????Hannan-Quinn criter. 16.88639 F-statistic 942.8445 ????Durbin-Watson stat 1.009324 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots ??????.74 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: Y Me

35、thod: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 16:10 Sample (adjusted): 1997 2014 Included observations: 18 after adjustments Convergence achieved after 10 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -26047.08 15929

36、.44 -1.635154 0.1280 X2 23.81714 18.32443 1.299748 0.2181 X3 1.333711 0.083200 16.03027 0.0000 X4 -1.035382 0.075461 -13.72076 0.0000 AR(1) 1.485645 0.164799 9.014917 0.0000 AR(2) -0.928567 0.184593 -5.030339 0.0003 R-squared 0.998483 ????Mean depend

37、ent var 18718.46 Adjusted R-squared 0.997850 ????S.D. dependent var 14217.70 S.E. of regression 659.1853 ????Akaike info criterion 16.08109 Sum squared resid 5214304. ????Schwarz criterion 16.37788 Log likelihood -138.7298 ????Hannan-Quinn criter. 16.12201 F-statistic 1579.295 ??

38、??Durbin-Watson stat 2.352249 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted 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)展White檢驗(yàn)，得出White檢驗(yàn)結(jié)果如圖： Heteroskedasticity Test: White F

39、-statistic 0.882676 ????Prob. F(3,16) 0.4710 Obs*R-squared 2.840009 ????Prob. Chi-Square(3) 0.4170 Scaled explained SS 0.934086 ????Prob. Chi-Square(3) 0.8172 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/05/16

40、Time: 16:27 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C 6218550. 9464792. 0.657019 0.5205 X2^2 -6.820368 13.64616 -0.499801 0.6240 X3^2 0.000209 0.001621 0.129137 0.8989 X

41、4^2 -0.000882 0.002054 -0.429399 0.6734 R-squared 0.142000 ????Mean dependent var 1717486. Adjusted R-squared -0.018874 ????S.D. dependent var 1786446. S.E. of regression 1803226. ????Akaike info criterion 31.82491 Sum squared resid 5.20E+13 ????Schwarz criteri

42、on 32.02406 Log likelihood -314.2491 ????Hannan-Quinn criter. 31.86378 F-statistic 0.882676 ????Durbin-Watson stat 1.386225 Prob(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)?，所以說(shuō)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

43、(Y)、lnX2=log(X2)、lnX3=log〔X3〕和lnX4=log(X4)的回歸如下： Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 19:11 Sample: 1995 2014 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -35.75

44、861 5.694381 -6.279630 0.0000 LNX2 4.613540 0.653997 7.054370 0.0000 LNX3 0.864112 0.611803 1.412402 0.1770 LNX4 0.614592 0.439241 1.399213 0.1808 R-squared 0.990821 ????Mean dependent var 9.328067 Adjusted R-squared 0.989100 ????S.D. dependent var 1.003

45、569 S.E. of regression 0.104774 ????Akaike info criterion -1.497171 Sum squared resid 0.175641 ????Schwarz criterion -1.298024 Log likelihood 18.97171 ????Hannan-Quinn criter. -1.458295 F-statistic 575.7279 ????Durbin-Watson stat 1.444893 Prob(F-statistic) 0.000000

46、 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)展LM檢驗(yàn) 設(shè)定lnX8是lnX2的滯后變量，再參加一個(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)展回歸，得圖如下 Dependent Variable: E1 Method: Least Squares Date: 06/05/16 Time: 21:53 Sample (adjusted):

47、 1996 2014 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C -2.529990 5.225972 -0.484119 0.6364 LNX2 0.591416 1.173555 0.503953 0.6227 LNX3 0.251740 0.546861 0.460336 0.6529 LNX4 0.0

48、01004 0.288817 0.003477 0.9973 LNX8 -0.306859 0.794080 -0.386433 0.7054 LNX7 -0.195904 0.270671 -0.723773 0.4820 R-squared 0.038735 ????Mean dependent var -3.74E-15 Adjusted R-squared -0.330982 ????S.D. dependent var 0.047440 S.E. of regression 0.054731 ??

49、??Akaike info criterion -2.720692 Sum squared resid 0.038941 ????Schwarz criterion -2.422448 Log likelihood 31.84657 ????Hannan-Quinn criter. -2.670217 F-statistic 0.104769 ????Durbin-Watson stat 1.861468 Prob(F-statistic) 0.989325 對(duì)于受約束回歸，查表得由上圖中可決系數(shù)計(jì)算,

50、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(shí)證的結(jié)果 實(shí)證結(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)增長(zhǎng)23.8171億美元：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)1.3337億美元：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1.0354億美元： 4.2 實(shí)證的局限性 此模型數(shù)據(jù)年份跨度較小，尤其沒(méi)有兼顧到1994年中國(guó)實(shí)行匯率并軌從而影響到進(jìn)出口總額的情況；匯率變化采用的是年平均數(shù)，缺乏以顯示匯率短期變化對(duì)進(jìn)出口總額的影響。此外，影響進(jìn)出口總額的因素還有

51、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(shí)際情況有些偏差。 5.政策建議 　1.在現(xiàn)有的人民幣匯率根基上，再次通過(guò)漸進(jìn)的人民幣升值來(lái)實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口總額的下降，進(jìn)而促進(jìn)外貿(mào)依存度的降低。 (1)人民幣升值，意味著勞動(dòng)力收入提高，這無(wú)疑可以提高我國(guó)居民的購(gòu)置力，這有利于刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)。 (2)人民幣升值，意味著勞動(dòng)力成本上升，這必然會(huì)導(dǎo)致一些競(jìng)爭(zhēng)力差的企業(yè)放棄出口，減少我國(guó)的出口額。另外，根據(jù)日本的經(jīng)歷來(lái)看，本幣升值還可以在間接上起到調(diào)整出口產(chǎn)品構(gòu)造的作用 2. 一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的開(kāi)展程度很大程度上依賴(lài)于這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)開(kāi)展水平，衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)開(kāi)展水平的最有效的指標(biāo)就是

52、GDP。因此，國(guó)家應(yīng)該促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，適當(dāng)增加財(cái)政收入，但要防止房地產(chǎn)泡沫的出現(xiàn)。應(yīng)該擴(kuò)大內(nèi)需，增加老百姓收入；貫徹落實(shí)節(jié)能減排的政策；還應(yīng)該大力引進(jìn)外資，開(kāi)展外向型經(jīng)濟(jì)。 參考文獻(xiàn) [1]. 張曉靜. 我國(guó)進(jìn)出口總額影響因素的實(shí)證分析[J]. 中國(guó)市場(chǎng), 2016(11). [2]. 宋潔明, 陳旻瑞. 我國(guó)金融服務(wù)貿(mào)易出口額影響因素的實(shí)證分析[J]. 商, 2016(6). [3]. 邢友萍, 徐舜. 中國(guó)貨物出口額影響因素的實(shí)證分析[J]. 商情, 2014(26):49-49. [4]. 何澤. 影響中國(guó)進(jìn)出口總額的因素分析[J]. 商場(chǎng)現(xiàn)代化, 2007(17):13-13. [5]. 劉雪倩. 影響中國(guó)進(jìn)出口總額的因素分析[J]. 新財(cái)經(jīng):理論版, 2011(2). [6]. 韓德光. 中國(guó)對(duì)外貿(mào)易中影響進(jìn)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(jì)量模型的中國(guó)進(jìn)口額影響因素分析[J]. 商場(chǎng)現(xiàn)代化, 2015(3):271-274. [8].原博. 中國(guó)進(jìn)口總額影響因素分析[J]. 商場(chǎng)現(xiàn)代化, 2012(21):161-161.