GDP與進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析

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1、 gdpW進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析 一、引言： （一）選題背景及意義 在經(jīng)濟(jì)意義中，進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn)國(guó)家 GDP勺增長(zhǎng)，外貿(mào)進(jìn)出口總 額與GD提一種正相關(guān)的關(guān)系，每當(dāng)進(jìn)出口總額增加， GD他隨之增長(zhǎng)，可 見(jiàn)我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)與 GDP^成正比例的。外貿(mào)進(jìn)出口總額的變動(dòng) 在很大程度上影響了 GDP勺變動(dòng)，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn) GDP勺增長(zhǎng)， 有利于推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。 我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額的變動(dòng)對(duì)GP*在很大的影響。我國(guó)在貿(mào)易方面不 斷對(duì)外開(kāi)放的同時(shí)，我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長(zhǎng)，在外貿(mào)進(jìn)出口總額 的影響下，我國(guó)GD池呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)?？梢?jiàn)，外貿(mào)進(jìn)出口的不斷發(fā)展 促進(jìn)了

2、國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)，為我國(guó)帶來(lái)了大量的外匯的收入， 從而促進(jìn)了我國(guó)GDP勺增長(zhǎng)，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)白發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易與 GDP勺關(guān)系 到底是怎樣，其中關(guān)系又是怎樣變化的，對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)是否真 的促進(jìn)了 GDP勺增長(zhǎng)，本文就是根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)所學(xué)，對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證 分析。 （二）文獻(xiàn)綜述 龐皓主編，科學(xué)出版社出版的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）為研究提供了理論 依據(jù)及具體的研究方法。 （三）研究?jī)?nèi)容及方法 研究GDPW進(jìn)出口總額的具體關(guān)系，運(yùn)用 Eviews進(jìn)行回歸分析 二、模型設(shè)定 設(shè)GD四被解釋變量Y 設(shè)進(jìn)出口總額為解釋變量X 數(shù)據(jù)性質(zhì)為時(shí)間序列數(shù)據(jù) 模型為 y= B

3、1+ B 2x+u 、數(shù)據(jù)搜集 年份 進(jìn)出口總額（X）（億元） 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）（億元） 1978 355.4 3650 1979 454.6 4068 1980 570.8 4552 1981 735.3 4898 1982 771.3 5333 1983 860.1 5976 1984 1201.0 7226 ， 1985 2066.7 9040 1986 2580.4 10309 1987 3084.2 12102 ， 1988 3821.8 15101 1989 4156.0 17090 1990 5

4、560.1 18774 1991 7225.8 21896 1992 9119.6 27068  1993 11271.4 35524 1994 20381.9 48460 1995 23499.9 61130 1996 24133.8 71572 1997 26967.2 79429 1998 26857.7 84884 1999 29896.3 90188 2000 39274.2 99776 2001 42193.3 110270 2002 51378.2 121002 2003 70483.5 1365

5、65 2004 95558.1 160714 2005 116921.8 185896 2006 140971.4 217657 2007 166740.2 268019 2008 179921.5 316752 2009 150648.1 345629 2010 201722.1 408903 2011 236401.9 484124 2012 239739.1 534123 四、參數(shù)估計(jì) Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/18/16 Time: 21:3

6、6 Sample: 1978 2012 Included observations: 35 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 8686.152 5508.452 1.576877 0.1244 X 1.921877 0.060024 32.01864 0.0000 R-squared 0.968815 Mean dependent var 115077.1 Adjusted R-squared 0.967870 S.D. dependent var 145004.0 S.E. o

7、f regression 25991.83 Akaike info criterion 23.22440 Sum squared resid 2.23E+10 Schwarz criterion 23.31327 Log likelihood -404.4270 Hannan-Quinn criter. 23.25508 F-statistic 1025.193 Durbin-Watson stat 0.575621 Prob(F-statistic) 0.000000 模型估計(jì)的結(jié)果可表示為：y=8686.152+1.921877*x 五、計(jì)量經(jīng)

8、濟(jì)學(xué)檢驗(yàn) 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。 （一）異方差檢驗(yàn) 利用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲? Heteroskedasticity Test: White F-statistic 19.54207 Prob. F(2,32) 0.0000 Obs*R-squared 19.24403 Prob. Chi-Square(2) 0.0001 Scaled explained SS 28.05670 Prob. Chi-Square(2) 0.0000 Test Equation: Dependent Varia

9、ble: RESIDA2 Method: Least Squares Date: 06/18/16 Time: 21:41 Sample: 1978 2012 Included observations: 35 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.46E+08 1.97E+08 -0.739046 0.4653 XA2 -0.052297 0.032260 -1.621116 0.1148 X 22096.59 6925.083 3.190805 0.0032 R-squared

10、 0.549829 Mean dependent var 6.37E+08 Adjusted R-squared 0.521694 S.D. dependent var 1.17E+09 S.E. of regression 8.09E+08 Akaike info criterion 43.94350 Sum squared resid 2.10E+19 Schwarz criterion 44.07682 Log likelihood -766.0113 Hannan-Quinn criter. 43.98952 F-statistic 19.54

11、207 Durbin-Watson stat 1.431482 Prob(F-statistic) 0.000003 因?yàn)閚R的平方19.24403>5.9915 （那個(gè)符號(hào)實(shí)在不會(huì)輸），所以決絕原假設(shè), 表明模型存在異方差。 （二）加權(quán)最小二乘法消除異方差 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/18/16 Time: 22:16 Sample: 1978 2012 Included observations: 35 Weighting series: 1/XA2 Weight type:

12、Inverse variance (average scaling) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 3106.610 137.7210 22.55727 0.0000 X 2.467953 0.109436 22.55149 0.0000 Weighted Statistics R-squared 0.939066 Mean dependent var 4671.081 Adjusted R-squared 0.937220 S.D. dependent var 2809.538

13、 S.E. of regression 703.7893 Akaike info criterion 16.00628 Sum squared resid 16345541 Schwarz criterion 16.09516 Log likelihood -278.1099 Hannan-Quinn criter. 16.03696 F-statistic 508.5697 Durbin-Watson stat 0.327210 Prob(F-statistic) 0.000000 Weighted mean dep. 4671.476 Unwe

14、ighted Statistics R-squared 0.860850 Mean dependent var 115077.1 Adjusted R-squared 0.856634 S.D. dependent var 145004.0 S.E. of regression 54903.91 Sum squared resid 9.95E+10 Durbin-Watson stat 0.210957 運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差后，參數(shù)的 t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著, 即估計(jì)結(jié)果為 Y=3106.61+2.467953x t=(22.5572

15、7) (22.55149) R-squared=0.939066 Durbin-Watson stat=0.327210 F=508.5697 這說(shuō)明進(jìn)出口總額每增加1億元，平均來(lái)說(shuō)GDP各增加2.467953億元， 而不是之前得出的增加1.921877億元 五、對(duì)模型的經(jīng)濟(jì)解釋 在經(jīng)濟(jì)意義中，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn)國(guó)家 GDP勺增長(zhǎng)，外貿(mào)進(jìn)出 口總額與GDPM一種正相關(guān)的關(guān)系。 進(jìn)出口總額每增加1億元，平均來(lái)說(shuō) GDP各增力口 2.467953億元。 且由以上對(duì)進(jìn)出口總額與 GD聯(lián)系的分析，可知進(jìn)出口總額與 GD吃間 存在定量的正相關(guān)關(guān)系，因此，增加進(jìn)出口總額對(duì)于我國(guó) GDP勺增

16、長(zhǎng)是有重 要意義的。在1978—2012年期間，我國(guó)在貿(mào)易方面不斷對(duì)外開(kāi)放的同時(shí)， 我 國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長(zhǎng)，在外貿(mào)進(jìn)出口總額的影響下，我國(guó) GD池 呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)?？梢?jiàn)，外貿(mào)進(jìn)出口的不斷發(fā)展促進(jìn)了國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。 六、關(guān)于提高進(jìn)出口水平的一些建議 (一)堅(jiān)決清理和規(guī)范進(jìn)出口環(huán)節(jié)收費(fèi)。深入開(kāi)展全國(guó)范圍內(nèi)的涉企收 費(fèi)集中整治專項(xiàng)行動(dòng)。 (二)保持人民幣匯率在合理均衡水平上基本穩(wěn)定。完善人民幣匯率市 場(chǎng)化形 成機(jī)制，擴(kuò)大人民幣匯率雙向浮動(dòng)區(qū)間。 進(jìn)一步提高跨境貿(mào)易人民幣 結(jié)算的便利 化水平，擴(kuò)大結(jié)算規(guī)模。 （三）加大出口信用保險(xiǎn)支持力度。進(jìn)一步擴(kuò)大短期出口信用保險(xiǎn)規(guī) 模，加大 對(duì)中小微企業(yè)及新興市場(chǎng)開(kāi)拓的支持力度。 （四）加快推進(jìn)外貿(mào)新型商業(yè)模式發(fā)展。 （五）繼續(xù)加強(qiáng)進(jìn)口工作。擴(kuò)大優(yōu)惠利率進(jìn)口信貸覆蓋面，將《鼓勵(lì) 進(jìn)口技術(shù)和產(chǎn)品目錄》納入支持范圍。 （六）進(jìn)一步提高貿(mào)易便利化水平。進(jìn)一步簡(jiǎn)政放權(quán)，提高服務(wù)效率。 9 參考文獻(xiàn) [1]龐皓，《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》 第三版，科學(xué)出版社