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1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末論文中國進(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：隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速增長，中國進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，對影響中國進(jìn)出口總額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究我國進(jìn)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(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)。通過多元回歸分析來驗(yàn)證其關(guān)系，并基于實(shí)證分析的結(jié)果，提出相應(yīng)對策或建議。關(guān)鍵詞：進(jìn)出口總額，GDP，人民幣對美元匯率，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資1. 引言中國對
2、外貿(mào)易在20年以來，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，對外貿(mào)易的發(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了不可低估的作用。但是，越來越高的進(jìn)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(jì)的過分對外依賴,國際經(jīng)濟(jì)形式的風(fēng)云變幻在一等程度上會(huì)嚴(yán)重影響我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從目前的理論的研究來看，影響我國進(jìn)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，
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，本文通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對以上因素與進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，對它們之間的關(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(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)影響因素對進(jìn)出口總額的影響原理： 1.人民幣對美元匯率X2，匯率變動(dòng)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響有很多解釋，這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，如果人民幣對外升值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價(jià)格將上升，這將會(huì)削弱中國產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力，導(dǎo)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(jià)格將下降，這樣就能增強(qiáng)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(shí)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(dá)46.6%?？梢娬咭蛩赝ㄟ^對匯率的影響對進(jìn)出口總額起間接影響作用。2.國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）X3,一國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度
5、上依賴于這個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，與國外的聯(lián)系也會(huì)越緊密，從而推動(dòng)國家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。我國改革開放以來，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(shí)際利用外資額X5, 實(shí)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(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
6、制造加工業(yè)日益融入全球生產(chǎn)，如果外資不斷進(jìn)入那么中國的進(jìn)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(shí)際利用外資金額這一因素很重要。5.外匯儲(chǔ)備X6，此因素對進(jìn)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?。?通過訪問中國統(tǒng)計(jì)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(jìn)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(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)來源：國家統(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-squared0.992286Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.98953
12、1S.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)(28.2246)(0.2385) (0.1806) (8.4246)
13、(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(jìn)出口總額會(huì)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(jìn)出口總額會(huì)增長1.0816億美元：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資每增長1億美元，平均說來進(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，平均說來進(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，平均說來進(jìn)出口總額會(huì)增長0.4262億美
14、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)，這說明模型對樣本的擬合很好。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(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)合起來確實(shí)對“進(jìn)出口總額”有顯著影響。t檢驗(yàn)：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(jì)量分別為(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.423
15、9)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X2X3X4X5X6X21.000000-0.976237-0.954017-0.983306-0.988407X3-0.9762371.0000000.9926980.9679950.989048X4-0.9540170.9926981.0000000.9399570.968330X5-0.9833060.9679950.9399571.0000000.983648X6-0.9884070.9890480.96833
16、00.9836481.000000 可見，各變量相互之間相關(guān)系數(shù)較高，初步證實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。利用方差擴(kuò)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.C902.797835.6527125.322000.0000X30.0004960.002178
17、0.2276660.8230X4-0.0004270.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812Mean dependent var761.5950Adjusted R-squared0.975695S.D. dependent var85.90146S.E. of regression13.39220Akaike info criterion8.239540Sum squared resid2690.265Schwarz c
18、riterion8.488473Log 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(kuò)大因子X20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X50.976721.7122X60.993476.0084 由于輔助回歸
19、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)，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，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)重的多重共線性。多重共線性的修正 運(yùn)用逐步回歸法中做出回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Stepwise RegressionDate: 06/05/16 Time: 14:43Sample: 1995 2014Included observations: 20No always included regressorsNumber of search regressors:
20、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-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229R-squared0.991169Mean depend
21、ent 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 stat0.477903Prob(F-statistic)0.000000Selecti
22、on 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(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 2014Included observati
23、ons: 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 var14307.67S.E. of regression1465
24、.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）（8.7343）（-6.6432） DW=0.4779 該回歸方程可決系數(shù)
25、高，回歸系數(shù)顯著。對樣本量為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(yàn)： 對模型進(jìn)行White檢驗(yàn)，得出White檢驗(yàn)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-Square(3)0.8172Test Equation:Dependent
26、 Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:27Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C6218550.9464792.0.6570190.5205X22-6.82036813.64616-0.4998010.6240X320.0002090.0016210.1291370.8989X42-0.0008820.002054-0.4293990.6734R-squared0.1420
27、00Mean 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-Watson stat1.386225Prob(F-statistic)0
28、.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)椋员砻髂Ｐ筒淮嬖诋惙讲?。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: 20VariableCoefficientStd. Errort-St
29、atisticProb.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 regression0.104774Akaike info criterion-1.497171Su
30、m 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(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
31、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: 21:53Sample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.5914161.1735550.5039530.6227LNX
32、30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735Mean dependent var-3.74E-15Adjusted R-squared-0.330982S.D. dependent var0.047440S.E. of regression0.054731Akaike info criterion-2.720692Sum square
33、d 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(jì)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(shí)證的結(jié)果實(shí)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，平均說來進(jìn)出口總額會(huì)增長23.8171億美元：國內(nèi)生產(chǎn)總值
34、每增長1億美元，平均說來進(jìn)出口總額會(huì)增長1.3337億美元：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資每增長1億美元，平均說來進(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，尤其沒有兼顧到1994年中國實(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)，不足以顯示匯率短期變化對進(jìn)出口總額的影響。此外，影響進(jìn)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(shí)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(jìn)的人民幣升值來實(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，這無疑可以提高
35、我國居民的購買力，這有利于刺激國內(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(yàn)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(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。因此，國家應(yīng)該促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，鼓勵(lì)國內(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，發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)。參考文獻(xiàn)1. 張曉靜. 我國進(jìn)出口總額影響因素的實(shí)證分析J. 中國市場, 201
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計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-中國進(jìn)出口總額的影響因素分析.docx
