GDP與進(jìn)出口總額的計(jì)量分析

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1、GDP與進(jìn)出口總額的計(jì)量分析 GDP與進(jìn)出口總額的計(jì)量分析 導(dǎo)論部分 本模型是研究近二十年來(lái)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易水平與GDP之間的定量關(guān)系。目前國(guó)際上衡量一個(gè)經(jīng)濟(jì)大國(guó)有兩條通用的硬性標(biāo)準(zhǔn)，一 年度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值超過(guò)10000億美元，二 進(jìn)出口總額超過(guò)5000億美元。由此不難看出，進(jìn)出口總額充分反映了一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)參與世界經(jīng)濟(jì)的程度，無(wú)論是從世界范圍來(lái)看，還是從中國(guó)本身經(jīng)歷過(guò)的歷史來(lái)看，將不難發(fā)現(xiàn)對(duì)外開(kāi)放程度是一國(guó)經(jīng)濟(jì)水平的決定因素。相應(yīng)的，一個(gè)開(kāi)放國(guó)家或地區(qū)進(jìn)出口總額的變動(dòng)對(duì)其GDP增長(zhǎng)有著很大的影響作用。我們很自豪的看到中國(guó)已經(jīng)在2002年

2、達(dá)到了這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，邁入了經(jīng)濟(jì)大國(guó)的行列。我們將通過(guò)模型的建立來(lái)定量的討論這個(gè)問(wèn)題。首先要說(shuō)明的一點(diǎn)是，我們這個(gè)模型只是研究對(duì)外貿(mào)易額對(duì)GDP增長(zhǎng)的影響，而不是研究GDP的各個(gè)組成部分，。我們的模型采用進(jìn)出口總額而不是凈出口額作為解釋變量，因?yàn)閮舫隹谥皇呛饬抠Q(mào)易均衡的一個(gè)因素，要綜合反映一個(gè)國(guó)家的GDP發(fā)展，顯然沒(méi)有進(jìn)出口總額有效。為此我們開(kāi)始建模型，但是我們?cè)诮⒛Ｐ蜁r(shí)出現(xiàn)了爭(zhēng)議，主要有兩個(gè)意見(jiàn)。意見(jiàn)一：Y=C+C1X+u 這里Y是被解釋變量GDP的年增長(zhǎng)值，X是解釋變量進(jìn)出口額的年增長(zhǎng)額，C1表示進(jìn)出口額增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)的平均影響，u則是描述變量外的因素對(duì)模型的干擾。意見(jiàn)二：認(rèn)為兩者是非 線性

3、關(guān)系，應(yīng)該建立如下模型：Lny=C+C2Lnx+u0 這里L(fēng)ny是被解釋變量表示對(duì)年度GDP取自然對(duì)數(shù)值，Lnx是解釋變量表示對(duì)進(jìn)出口額取自然對(duì)數(shù)值，C2表示進(jìn)口額增加的百分值對(duì)GDP增加的百分值的平均影響，u0則是描述變量外的因素對(duì)模型的干擾。我們最后采取了折中的辦法對(duì)兩種意見(jiàn)都進(jìn)行計(jì)量估計(jì)，最后采用效果較好的模型。 數(shù)據(jù)采集 要申明一下的是由于我們?cè)趫D書館網(wǎng)頁(yè)的數(shù)據(jù)庫(kù)中收集到的GDP數(shù)據(jù)是以人民幣為單位，而同期的對(duì)外貿(mào)易額則采用美元為計(jì)量單位，盡管我們花了很多時(shí)間查找也沒(méi)有找到同期采用美元計(jì)量的GDP值。在固定匯率下，這個(gè)情況當(dāng)然不會(huì)成為問(wèn)題，但眾所周知從改革開(kāi)放初期到現(xiàn)在，美元對(duì)人民幣

4、的匯率從3倍多升到8倍多。所以我們參照了當(dāng)時(shí)的匯率表將對(duì)外貿(mào)易額轉(zhuǎn)化為人民幣單位。通過(guò)計(jì)算得出增加值，數(shù)據(jù)如下：表（1）單位：億元 原值yxLnyLnx 19783624.1355增加值Y=y-y(-1)X=x-x(-1)8.1953615.872118 19794038.2459.451979414.1104.458.3035546.13003 19804517.85701980479.6110.558.415786.345636 19814862.4836.4181981344.6266.4188.4892876.729128 19825294.71235.451982432.

5、3399.0298.5744627.119191 19835934.51295.131983639.859.6858.6885387.166366 198471711590.8219841236.5295.6888.87787.372005 19858964.42066.719851793.4475.889.1010167.633708 198610202.22192.0319861237.8125.339.2303597.692583 198711962.53403.6519871760.31211.659.3895328.132604 198814928.34578.09198

6、82965.81174.449.6110148.429037 ***16909.24853.08***1980.9274.999.7356138.487369 199018547.95560.119901638.7707.029.8281128.623371 199121617.87225.819913069.91665.79.9812728.885413 199226638.19119.619925020.31893.810.19019.118181 199334634.41127119937996.32151.410.45269.329988 199446759.420381.

7、91994121259110.910.752779.922403 199558478.123499.9199511718.9311810.9764110.06475 199667884.624133.819969406.5633.911.1255610.09137 199774462.626967.2199765782833.411.2180510.20238 199878345.226857.719983882.6-109.511.2688810.19831 199982067.529896.319993722.263039.311.315310.30549 200089442.

8、239274.220007374.749377.911.4013510.57832 200195933.342193.320016491.12919.111.4714110.65002 參數(shù)的初步估計(jì)與檢驗(yàn) （一）將第一個(gè)模型的樣本導(dǎo)入eviews軟件進(jìn)行OLS估計(jì)，得到輸出結(jié)果如下：表（2） Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/03Time: 18:29 Sample: 1979 2001 Included observations: 23 VariableCoefficientStd. Err

9、ort-StatisticProb. X0.9851640.2243444.3913000.0003 C2221.353696.79563.1879550.0044 R-squared0.478695Mean dependent var4013.452 Adjusted R-squared0.453871S.D. dependent var3665.183 S.E. of regression2708.590Akaike infocriterion18.72919 Sum squared resid1.54E+08Schwarz criterion18.82792 Log lik

10、elihood-213.3856F-statistic19.28351 Durbin-Watson stat0.803785Prob(F-statistic)0.000255 （二）模型的檢驗(yàn) （1）經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)：從理論上講，一個(gè)開(kāi)放國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易額的增長(zhǎng)肯定有助于其GDP的增長(zhǎng)，這在數(shù)據(jù)中看來(lái)是基本符合的。 （2）統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn) 從估計(jì)的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)為0.478695，模型擬合情況似乎不理想，系數(shù)顯著性檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量為：4.3913。在給定顯著性水平為0.05的情況下，查T分布表在自由度為N-2=21下的臨界值為2.080，因?yàn)?.39131大于2.080，所以拒絕原假設(shè)。

11、表明對(duì)外貿(mào)易額的增長(zhǎng)對(duì)GDP的增長(zhǎng)有顯著性影響 3．計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn) （1）由于我們建立的模型只有一個(gè)解釋變量，所以多重共線性的檢驗(yàn)就沒(méi)有必要了。 （2）異方差檢驗(yàn) 利用ARCH檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果：表（3） ARCH Test: F-statistic0.849037Probability0.487209 Obs*R-squared2.746639Probability0.432360 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/12/03Time: 18:52 Sa

12、mple(adjusted): 1982 2001 Included observations: 20 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4857916.3712977.1.3083610.2092 RESID^2(-1)0.4054420.2540521.5959000.1301 RESID^2(-2)-0.1783320.279658-0.6376780.5327 RESID^2(-3)0.0746970.2607570.2864630.7782 R-squared

13、0.137332Mean dependent var7120790. Adjusted R-squared-0.024418S.D. dependent var12715534 S.E. of regression12869844Akaike info criterion35.75553 Sum squared resid2.65E+15Schwarz criterion35.95467 Log likelihood-353.5553F-statistic0.849037 Durbin-Watson stat1.963091Prob(F-statistic)0.487209 從輸出

14、的輔助回歸函數(shù)中得obs*-squared為2.746639小于臨界值7.81，所以不能拒絕原假設(shè)H0，表明模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差，即模型沒(méi)有其它干擾。由于模型擬和的不是很好，我們先不做進(jìn)一步處理，再看看自相關(guān)的檢驗(yàn)情況。 （3）自相關(guān)檢驗(yàn) 用DW檢驗(yàn)，根據(jù)表（2）可知DW值=0.803785，給定顯著水平a=0.05,查Durbin—Watson表，n=23，k`=1，得下限臨界值dl=1.257，上臨界值du=1.437，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為0.803785到這里有充分理由來(lái)肯定第二個(gè)模型優(yōu)于第一個(gè)模型，所以采用第二個(gè)模型。 下面開(kāi)始對(duì)第二個(gè)模型的自相關(guān)進(jìn)行修正。 用Cochra

15、ne—Orcutt迭代法。 得出如下結(jié)果： 表（6） Dependent Variable: LnY Method: Least Squares Date: 12/12/03Time: 21:17 Sample(adjusted): 1979 2001 Included observations: 23 after adjusting endpoints Convergence achieved after 11 iterations VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3.2122850.3541299.070

16、9410.0000 LnX0.7722160.03836220.129690.0000 AR(1)0.6234890.1284954.8522310.0001 R-squared0.993830Mean dependent var9.930381 Adjusted R-squared0.993213S.D. dependent var1.099062 S.E. of regression0.090543Akaike info criterion-1.844882 Sum squared resid0.163960Schwarz criterion-1.696774 Log lik

17、elihood24.21614F-statistic1610.802 Durbin-Watson stat1.878204Prob(F-statistic)0.000000 Inverted AR Roots.62 從表（6）可以看出，這時(shí)du 擬和的不是很好，經(jīng)過(guò)分析我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口額與GDP值的變動(dòng)在1983年1998年出現(xiàn)了異常情況，導(dǎo)致散點(diǎn)兔出現(xiàn)兩個(gè)拐點(diǎn)。1983年對(duì)外貿(mào)易的增幅為59.85顯然比相鄰年份小，但GDP值似乎沒(méi)有受到影響，這與改革之初對(duì)外貿(mào)易不太穩(wěn)定的實(shí)際情況相吻合；1998年對(duì)外貿(mào)易出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)為—109億元，對(duì)于1998年進(jìn)出口額的負(fù)增長(zhǎng)，GDP的增長(zhǎng)為

18、3882.6雖然受到影響但沒(méi)有像對(duì)外貿(mào)易額那么劇烈。東南亞金融危機(jī)導(dǎo)致對(duì)該地區(qū)和香港臺(tái)灣的進(jìn)出口額受到影響，以及國(guó)內(nèi)爆發(fā)100年不遇的大洪水可以解釋對(duì)外貿(mào)易額的銳減?，F(xiàn)在我們將剔除這個(gè)數(shù)據(jù)再次進(jìn)行OLS估計(jì)，（表中樣本78到2000表示的是78到2001的數(shù)據(jù)剔除83和98年后的OLS估計(jì)）來(lái)看看情況會(huì)如何變化。 表（7） Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/13/03Time: 12:14 Sample: 1978 1999 Included observations: 22 VariableCoeffici

19、entStd. Errort-StatisticProb. X0.7288220.02091834.842660.0000 C3.6284460.18115220.029850.0000 R-squared0.983793Mean dependent var9.847123 Adjusted R-squared0.982982S.D. dependent var1.114807 S.E. of regression0.145429Akaike info criterion-0.931756 Sum squared resid0.422989Schwarz criterion-0.8

20、32570 Log likelihood12.24931F-statistic1214.011 Durbin-Watson stat0.526996Prob(F-statistic)0.000000 得到更佳的效果： 可決系數(shù)和修正可決系數(shù)更高，且T統(tǒng)計(jì)值仍然很理想 LnY = 3.628446+0.728822LnX t=(20.02985 )(34.84266 ) R^2=0.983793F=1214.01DF=22 該模型的經(jīng)濟(jì)意義可解釋為：對(duì)外貿(mào)易額每增長(zhǎng)1%，則GDP平均增長(zhǎng)0.733091%。作出散點(diǎn)圖。（圖中X和Y表示LnX和LnY） 98年處拐點(diǎn)被修勻，但早期散點(diǎn)仍然不是很平滑，從理論上可解釋為改革初期由于開(kāi)放程度不夠高，對(duì)外貿(mào)易的變動(dòng)對(duì)GDP增長(zhǎng)的影響力度不夠大。因此可以認(rèn)為：長(zhǎng)期內(nèi)，一個(gè)對(duì)外開(kāi)放的國(guó)家當(dāng)國(guó)家外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境沒(méi)有重大變化的情況下，國(guó)家對(duì)外貿(mào)易與GDP確實(shí)存在對(duì)數(shù)線性相關(guān)關(guān)系，可以用最初的模型Lny=C+C2Lnx+u0進(jìn)行擬和。表明，一個(gè)開(kāi)放國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易額在很大程度上是對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)情況的綜合反映，會(huì)在很大程度上影響它的GDP值，可以借助一個(gè)對(duì)外開(kāi)放的國(guó)家或者地區(qū)對(duì)外貿(mào)易額來(lái)研究其總體經(jīng)濟(jì)狀況。