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1、計量經(jīng)濟學案例分析報告
報告名稱:貨物進出口總額對GDP的影響
專業(yè)班級:
指導老師:
組 員:
時 間: 2011.10-2011.11
實踐單位: 經(jīng)濟與管理學院
教學單位: 經(jīng)濟與管理學院
電子科技大學中山學院
目錄
一、問題的提出
二、建立計量經(jīng)濟學模型
1
2、、數(shù)據(jù)的選擇
2、模型的建立
3、最小二乘法估計
三、計量經(jīng)濟學檢驗
1、多重共線性
2、異方差:White檢驗
3、自相關(guān):DW檢驗、克服自相關(guān)
四、評價模型
1、對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析
2、統(tǒng)計檢驗
五、問題的分析及通過分析后的建議
貨物進出口總額對GDP的影響
一、 問題的提出
近年在經(jīng)濟發(fā)展的過程中,我國在經(jīng)濟貿(mào)易方面不斷對外開放,同時,我國的經(jīng)濟的發(fā)展狀態(tài)呈效好的趨勢。對外貿(mào)易的適度增長是經(jīng)濟發(fā)展的重要影響因素之一,因為對外貿(mào)易的增長,為我國帶來了大量的外匯的收入,從而促進了我國GDP的增長,促進我國經(jīng)濟的發(fā)展。近年來,我國
3、對外貿(mào)易進出口總額在不斷的增長中,對外貿(mào)易與GDP的關(guān)系到底是怎樣,其中關(guān)系又是怎樣變化的,對外貿(mào)易進出口總額的增長是否真的促進了GDP的增長,本文就是根據(jù)回歸分析法,對以上問題進行實證分析。
二、 建立計量經(jīng)濟學模型
我們選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP——Y作為因變量,選取貨物進出口總額X作為自變量。具體數(shù)據(jù)見下表:
我們建立簡單模型如下:Y=a+bX+u
其中,Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,X為貨物進出口總額,u為隨即擾動向,a,b為系數(shù)。
由Eviews可得如下結(jié)果:
所以我們估計的方程為:Y=25127.65+1.59802X
4、t=(3.129523)(16.69057)
R-squared=0.939207
經(jīng)濟意義檢驗: 從上表中可以看出,各指標符號與先驗信息相符,所估計結(jié)果沒有與經(jīng)濟原理相悖,說明具有經(jīng)濟意義。
統(tǒng)計推斷檢驗:從回歸結(jié)果可以看出,模型的擬和優(yōu)度非常好(R-squared=0.939207),F(xiàn)統(tǒng)計量的值在給定顯著性水平α=0.05的情況下也較顯著,對于C、X的系數(shù),t的統(tǒng)計量的絕對值都>2,都通過了檢驗。
三、計量經(jīng)濟學檢驗:
(1)多重共線性檢驗:由于我們建立的模型只有一個解釋變量,所以不存在多重共線性。
(2)異方差檢驗: 利
5、用white檢驗,得到如下結(jié)果:
從輸出的輔助回歸函數(shù)中得obs*R-squared=4.407336=TR^2<臨界值5.991,所以接受原假設(shè)H0,表明模型中隨機誤差項不存在異方差。
(3)因為我們使用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù),所以有可能會產(chǎn)生自相關(guān)性,那么我們就需要檢驗方程是否能通過D-W檢驗。從上面的結(jié)果表中我們可以得出DW=0.672013,給定顯著性水平a=0.05,查DW表,n=20,k=1,得到下限臨界值dl=1.20,上限臨界值du=1.41, DW=0.672013
6、口總額和GDP的影響有時滯性。所以我們要對模型存在的自相關(guān)進行修正。
采用廣義差分法對模型進行修正:
由DW=0.672013 ,根據(jù)ρ=1-DW/2,計算出ρ=0.6639935。對原變量做廣義差分變換。令:
DY= Y-0.6639935*Y(-1)
DX= X-0.6639935*X(-1)
以DY,DX(1990-2009年)為樣本再次回歸,得
這時可以看出使用廣義差分法后,DW值沒有提高,所以仍然存在自相關(guān)。
然后我們使用Cochrane-Orcutt迭代法: 在QUICK-ESTIMATE EQUATION項,在對話框中輸入:D
7、Y C DX AR(1),OK后得如下結(jié)果:
此時,DY=8031.8+0.576671X
(0.865) (4.3502)
R-squared=0.988062,s.e.=4616.096,DW=1.402509,T=19
此時得出DW=1.402509,給定顯著性水平a=0.05,查DW表,n=19,k=1,得到下限臨界值dl=1.18,上限臨界值du=1.40, DW=1.402509>du,故此時已經(jīng)消除了自相關(guān)性。
由a=A/(1-ρ)= 8031.8/(1-0.6639935)=23903.7042
則原模型的廣義最小二乘法估計結(jié)果是
Y=23
8、903.7042+0.576671X
(0.865) (4.3502)
R-squared=0.988062,s.e.=4616.096,DW=1.402509,T=19
四、評價模型
1、對回歸方程的結(jié)構(gòu)分析
0.576671的經(jīng)濟含義是,貨物進出口總額每增加1億元,GDP增加0.576671億元。23903.7042是樣本回歸方程的截距,表示不受進出口總額影響的我國GDP。很明顯,兩個系數(shù)的符號和大小,均符合經(jīng)濟理論等實際情況。
2、統(tǒng)計檢驗
①擬合優(yōu)度的檢驗
表明總離差平方和的98.8%被樣本回歸直線解釋,僅有1.2%未被解釋,可見擬合優(yōu)度還比較好,即此回歸直線與樣本
9、觀測值的擬合優(yōu)度還比較好。
②進行變量的顯著性檢驗
給出的顯著性水平α=0.05,查自由度V=19-1的t分布表,得臨界值t0.025(18)=2.09,t1=4.3502>t0.025(18)=2.09,回歸模型中應(yīng)包含常數(shù)項,所以X對Y有顯著性的影響。
五、問題的分析及通過分析后的建議
從統(tǒng)計角度來分析。僅通過對比商品進口和出口GDP占比可以知道,2000年以來我國商品進出口總量GDP占比逐步加大,這表明我國經(jīng)濟國際化的程度在加入WTO之后快速加深,對外貿(mào)易在經(jīng)濟發(fā)展中扮演的角色也越來越重要;錯誤的計量方法檢驗GDP和進出口的數(shù)量關(guān)系有可能加大對外貿(mào)易的貢獻率,因為GDP的增長并非
10、只是由進出口決定。目前,有些計量回歸過程是通過檢驗進出口數(shù)量變化的同時看GDP是如何變化的。比如,根據(jù)進出口變化多少百分點時GDP增長變化多少百分點,從而得出進出口貿(mào)易對GDP增長的量化關(guān)系。而我認為,這種計量方法是錯誤的。從表面上看,這種數(shù)量對應(yīng)關(guān)系的確存在,但進出口貿(mào)易增長只是GDP增長的必要因素而非充分因素,即進出口貿(mào)易不是GDP增長的唯一因素。如果拋開消費和投資等其他因素只討論進出口貿(mào)易增長和GDP增長的數(shù)量對應(yīng)關(guān)系,那么一定是夸大了進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻。
我們可以拋開其他因素不考慮,僅從這次計量分析的數(shù)據(jù)的分析可以看出,我國貨物進出口總額每提高1億元,國內(nèi)生產(chǎn)總值就相應(yīng)的條0
11、.576671億元。雖然從片面上可以看出貨物進出口總額的增加會帶動GDP的增長,但我們還是不能清楚的知道到底是出口帶給我們的經(jīng)濟增長更大些還是進口帶給我們的更大些!但在現(xiàn)實經(jīng)濟生活告訴我們:改革開放以來,中國對外貿(mào)易漸漸的從逆差轉(zhuǎn)化成為順差,我們的出口數(shù)額在與日俱增。我們通過分析認同貨物進出口總額對GDP有比較明顯的影響的同時,我們更應(yīng)該堅信出口貨物對我們GDP增長的幫助。
我們認為,出口是中國經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力量。主要理由如下:
第一, 全球經(jīng)濟走出衰退,走向復(fù)蘇。
第二, 我國政府出臺的一系列“穩(wěn)外需、保出口”政策有利于出口恢復(fù)性增長。
第三, 出口市場的多元化增加了我國出口企業(yè)的市場競爭能力。
綜上所述,我們認為貨物進出口總額是拉動GDP增長的一個重要因素!