我國進出口總額影響因素分析

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1、 ;. 我國進出口總額影響因素分析 一、數(shù)據(jù)的收集——以下數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒 年份 進出口總 CDP( 億 實際利用 外匯儲備 對外完成 匯率（%） 額（人民 元)X1 外資金額 （ 億 美 營 業(yè) 額 X5 幣億元）Y （億美元）X3 （ 億 美 元） X2 元） X4 2000 39273.2 99776.3 593.56 1655.74 83.79 8.3 2001 42183.6 110270.4 496.72 2121.65 88.

2、99 8.3 2002 51378.2 121002 550.11 2864.07 111.94 8.3 2003 70483.5 136564.6 561.4 4032.51 138.37 8.3 2004 95539.1 160714.4 640.72 6099.32 174.68 8.3 2005 116922 185895.8 638.05 8188.72 217.63 8.2 2006 140974 217656.6 670.8 10663.4 299． 93 8.0 2007 166863.7 26801

3、9.4 783.4 15282.49 406.43 7.6 2008 179921.47 316751.7 952.53 19460.3 566.12 6.9 2009 150648.06 345629.2 918.04 23991.52 777.06 6.8 2010 201722.15 408903 1088.2 28473.38 921.7 6.8 2011 236401.95 484123.5 1176.98 31811.48 1034.24 6.5 2012 244160.2 534123 1132.94 33

4、115.89 1165.9697 6.3 2013 258168.9 588018.8 1187.21 38213.15 1371.4 6.2 2014 264334.49 636462.7 1197.05 38430.18 1424.1 6.1 根據(jù)數(shù)據(jù)做出 GDP，實際利用外資金額，外匯儲備，對外完成營業(yè)額，匯率與進出口總額的相關(guān)圖形。 進出口總額與 GDP 的關(guān)系圖 280,000 240,000 200,000 160,000 Y 120,000 80,000 40,0

5、00 0 0 100,000 200,000 300,000 400,000 500,000 600,000 700,000 X 1 ;. ;. 進出口總額與實際利用外資金額的關(guān)系圖 280,000 240,000 200,000 160,000 Y 120,000 80,000 40,000 0 400 600 800 1,000 1,200 1,400 X2

6、 進出口總額與外匯儲備的關(guān)系圖 280,000 240,000 200,000 160,000 Y 120,000 80,000 40,000 0 0 10,000 20,000 30,000 40,000 X 3 進出口總額與對外完成營業(yè)額的關(guān)系圖 280,000 240,000 200,000 160,000 Y 120,000 80,000 40,000 0 0 200 400 600 800 1,

7、000 1,200 1,400 1,600 X 4 ;. ;. 進出口總額與匯率的關(guān)系圖 280,000 240,000 200,000 160,000 Y 120,000 80,000 40,000 0 6.0 6.4 6.8 7.2 7.6 8.0 8.4 X 5 二、模型的初步提出 從上圖可以看出， 進出口總額與各因素之間大體呈線性關(guān)系， 建立以下簡單線性回歸模型： 設(shè)定模型 Y t = 1 +

8、 2X1 + 32 + 43 + 5 4 + 65 +U t 其中，Y t 表示進出口總額； X 1為GDP； 2 為實際利用外資金額； 3 為外匯儲備； 4 為對外完成營業(yè)額； 5 為匯率； U t 是除了解釋變量之外影響進出口總額的 其他因素的誤差項。 模型的回歸結(jié)果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/15/15 Time: 19:36 Sample: 2

9、000 2014 Included observations: 15 Coefficie Variable nt Std. Error t-Statistic Prob. -268063. C 0 108410.3 -2.472672 0.0354 0.83039 X1 5 0.099205 8.370496 0.0000 32.5100 X2 4 44.30729 0.733

10、740 0.4818 X3 9.98445 1.658450 6.020351 0.0002 ;. ;. 0 -403.874 X4 6 40.54440 -9.961292 0.0000 26567.7 X5 7 11737.84 2.263430 0.0499 0.99615 150598. R-squared 8 Mean dependent var 3 Adjusted 0.99402 79745.0 R-squared

11、 3 S.D. dependent var 3 6165.21 20.5804 S.E. of regression 2 Akaike info criterion 1 3.42E+0 20.8636 Sum squared resid 8 Schwarz criterion 3 -148.353 466.656 Log likelihood 1 F-statistic 5 2.84782 0.00000 Durbin-Watson stat 3 Prob(F-statistic) 0

12、 由回歸結(jié)果可得模型為： Y t =-268063.0 +0.830395X 1 +32.51004 2 +9.984450 3 -403.8746 4 +26567.77 5 (108410.3) (0.099205) (44.30729) (1.658450) (40.54440) (11737.84) t=(-2.472672) (8.370496) (0.733740) (6.020351) (-9.961292) (2.263430) R 2 =0.996158 F=466.6

13、565 n=15 D.W=2.847823 1. 經(jīng)濟意義檢驗： 由所得到的回歸系數(shù)，可說明 GDP 每增加 1 億元，實際利用外資金額和外匯儲備每增加 1 億美元，對外完成營業(yè)額每增加 1 億美元，匯率每提高 1% 。平均說來進出口總額將分別增加 0.830395 億元，增加 32.51004 億美元，增加 9.984450 億美元，減少 403.8746 億美元和增加 26567.77 億元。 2. 擬合優(yōu)度和統(tǒng)計檢驗： 0.996158 ，說明所建模型整體 擬合優(yōu)度檢驗：由回歸結(jié)果可得，可決系數(shù)為 上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“

14、 GDP，實際利用外資金額，外匯儲備，對 外完成營業(yè)額，匯率”對被解釋變量“進出口總額”的絕大部分差異做出了解釋 ;. ;. 對回歸系數(shù)的顯著性檢驗： T 檢驗 提出原假設(shè) H0 ： 1= 2= 3= 4= 5= 6=0，備擇假設(shè) H1： 1. 2. 3. 4. 5. 6 不全為 0，假定顯著水平 α=0.05 ，所以自由度為 n-6=15-6=9 的臨界值 t 0.025 (9)=2.262 ，因為 t( 1 )=-2.472672< -t 0. 025 (9)=-2.262 應(yīng)拒絕 H 0 ， t(

15、 2 )=8.370496> t 0. 025 (9)=2.262 應(yīng)拒絕 H 0 ， t( 3 )=0.733740< t 0.025 (9)=2.262 應(yīng)接受 H 0 ， t( 4 )=6.020351> t 0. 025 (9)=2.262. 應(yīng)拒絕 H 0 ，t( 5 )=-9.961292< -t 0 .025 (9)=-2.262 應(yīng)拒絕 H 0 ， t( 6 )=2.263430> t 0 .025 (9)=2.262 應(yīng)拒絕 H 0 。這表 明 GDP，外匯儲備， 匯率和對外完成營業(yè)額對進出口總額有顯著影響， 而實際利用外資金額對進出口總額無顯

16、著影響。 三、多重共線性的檢驗與修正 由上述被解釋變量 Y 與各被解釋變量 X1， X2 ， X3 ， X4， X5 的關(guān)系圖可以看 出 X1 ， X 2 ， X 3 ， X 4 的回歸系數(shù)的符號應(yīng)為正， X 5 的回歸系數(shù)的符號應(yīng)為負， 但上述建立的回歸模型 X 4 和 X 5 的回歸系數(shù)的符號與預(yù)期相反， 且個別解釋變量 的 R 2 和 F 值都很大而 T 值較小，說明解釋變量之間存在多重共線性。 計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)： X1 X2 X3 X4 X5 X1 1.00

17、0000 0.971543 0.991503 0.995177 -0.971722 X2 0.971543 1.000000 0.986593 0.971454 -0.981795 X3 0.991503 0.986593 1.000000 0.992451 -0.984915 X4 0.995177 0.971454 0.992451 1.000000 -0.976078 X5 -0.971722 -0.981795 -0.984915 -0.976078 1.000000 由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出， 各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較

18、高， 證實確實存在嚴(yán)重多重共線性，采用逐步回歸法進行補救： 變量 X1 X 2 X 3 X 4 X 5 參數(shù)估計值 0.419424 290.2028 5.639018 154.2632 -83915.07 T 統(tǒng)計量 13.69742 12.87939 14.34249 10.54264 -10.08124 R 2 0.930216 0.921735 0.935987 0.887231 0.877869 其中，加入 X 3 的方程 R 2 最大，以 X 3 為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸： 變量 X 2

19、 X3 X4 X 5 R 2 X 1 0.140298 3.774126 0.932719 X 3 ， (0.607019) (1.218033) ;. ;. X1 X 3 ， 69.64195 4.313353 0.932312 (0.542392) (1.741137) X 2 X 3 ， 11.89512 -176.7528 0.951279 (4.25321

20、9) (-2.253948) X 4 X 3 ， 8.240825 40489.64 0.937864 (3.681278) (1.180061) X 5 經(jīng)比較，新加入 X 4 的方程 R 2 =0.951279，改進最大，從 T 分布表可以看出，在 給定顯著性水平 0.05的情況下各參數(shù)的 T 檢驗顯著，選擇保留 X 4 ，再加入 其他新變量逐步回歸： 變量 X 2 X 3

21、X 4 R2 X 1 X 5 變量 X3，X4， 0.88180 8.878295 -422.6794 0.99232 6 (7.579222) （ -9.703960 3 X 1 (8.07188 ） 0 ) X3，X4， -28.98618 12.73069 -184.7711 0.94711 (-0.23578 (2.774964) (-2.087945) 7 7) X 2

22、15.07266 184.4548-1 45206.91 0.99396 （.4.535422） (-2.487124) (1.57329 8 8) X3，X4， X 5 由上表可得新加入 X1 和 X 5 的方程 R 2 分別為 0.992323、0.993968 都較大，但加 入 X1 的方程各參數(shù)的 t 檢驗更為顯著。所以選擇保留 X1 ，再加入其他新變量逐步回歸： ;. ;. 變量 X 1 X 2 X 3 X 4 X 5 R 2 X 3

23、， 0.881315 -3.069094 8.968446 -423.3914 0.991559 (7.675326) (-0.062342) (4.726831) (-8.992832) X 4 ， X 1 ， X 2 X 3 ， 0.831705 10.70235 -412.7124 23512.26 0.994299 (8.585565) (8.183366) (-

24、10.91549) (2.193714) X 4 ， X 1 ， X 5 由上表可知當(dāng)加入 X 5 時， R 2 有所增加，但在給定顯著性水平 0.05 的情況下 其參數(shù)的 T 檢驗不顯著。加入 X 2 后， R 2 未增加。從相關(guān)系數(shù)也可看出， X 2 與 X 5 與其他變量高度相關(guān)，這說明主要是 X 2 、X 5 引起了多重共線性，予以剔除。 最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的結(jié)果為： Y

25、t 29662.56 0.8818 X1t 8.8783 X 3t 422.6794 X 4 t T=(-3.0488) (8.0719) (7.5792) (-9.70396) R 2 =0.992323 F=604.2044 DW=2.40671 這就說明在其他因素不變的情況下， 當(dāng) GDP X 1每增加一億元， 外匯儲備 X 3 和對 外完成營業(yè)額 X 4 分別每增加一億美元時，平均我國進出口總額將分別增加 0.8818 億元， 8.8783 億元，減少 422.6794

26、億元。 四、異方差的檢驗 利用 White 檢驗對上述修正后的模型進行異方差檢驗 F-statistic 0.386067 Prob. F(9,5) 0.8982 Prob. Obs*R-squared 6.150032 Chi-Square(9) 0.7248 Scaled explained Prob. SS 1.635885 Chi-Square(9) 0.9960 ;. ;. 作 et 2 對常數(shù)項、解釋變量、解釋變量的平方及其交叉乘積的輔助回歸： t 0

27、1 X 1 2 X 2 3 X X 3 4 X X 4 5 X 3 6 X 2 7 X X 4 8 X 4 9 X 2 1 1 1 3 3 4 從上表可以看出， nR 2 =6.15003,由 White 檢驗知，在 =0.05 下，查 2 分布表， 得臨界值 2 0.05 16.919，比較計算的 2 統(tǒng)計量與臨界值，因為 （9） nR 2 =6.15003< 2 （

28、9） 16.919 ，所以不拒絕原假設(shè)，原假設(shè)為 0.05 H0： 1 9 0 ,表明模型不存在異方差。 五、自相關(guān)的檢驗 通過對數(shù)據(jù)的多重共線性檢驗， 形成新的數(shù)據(jù)。 由于在經(jīng)濟系統(tǒng)中， 經(jīng)濟變量前后期之間很可能有關(guān)聯(lián)，使得隨機誤差不能滿足無自相關(guān)的假定。已知經(jīng)多重共線性修正后的回歸方程為 Yt 29662.56 0.8818 X1

29、t 8.8783 X 3t 422.6794 X 4 t T=(-3.0488) (8.0719) (7.5792) (-9.70396) R 2 =0.992323 F=604.2044 DW=2.40671 該回歸方程修正的可決系數(shù)較高， 回歸系數(shù)均顯著。 對樣本量為 15、3 個解釋變 量的模型、 5%顯著性水平，查 DW 統(tǒng)計表可知， dL ， U ，模型中 =0.814 d = 1.750 4 du DW 4 dl ，得此模型中無自相關(guān)。 所以，最終此模型為： Yt 29662.56 0.8818 X1t 8.8783 X 3t 422.6794 X 4 t 六、模型存在的問題 由于是粗略的統(tǒng)計， 未對模型做設(shè)定誤差的檢驗， 未檢驗是否遺漏相關(guān)變量， 所 以所建立的模型只能是粗略的模型。 七、政策建議 ;.