GDP與進(jìn)出口總額的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析(共5頁)

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1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-----傾情為你奉上 GDP與進(jìn)出口總額的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析 一、 導(dǎo)論： 1.分析進(jìn)出口總額對于GDP增長的重要性 目前國際上衡量一個經(jīng)濟(jì)大國有兩條通用的硬性標(biāo)準(zhǔn)，一是年度國內(nèi)生產(chǎn)總值超過10000億美元，二是進(jìn)出口總額超過5000億美元。由此不難看出，進(jìn)出口總額充分反映了一個國家或者地區(qū)參與世界經(jīng)濟(jì)的程度，無論是從世界范圍來看，還是從中國本身經(jīng)歷過的歷史來看，將不難發(fā)現(xiàn)對外開放程度是一國經(jīng)濟(jì)水平的決定因素。相應(yīng)的，一個開放國家或地區(qū)進(jìn)出口總額的變動對其GDP增長有著很大的影響作用。據(jù)此，想研究一下GDP與進(jìn)出口總額之間的關(guān)系。所以需要運(yùn)用我們所學(xué)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識，加以

2、分析，找出它們之間的關(guān)系，從而對它有更深度的認(rèn)識，為進(jìn)出口額的調(diào)節(jié)與GDP的增長提供一些依據(jù)。 2.理論分析 在經(jīng)濟(jì)意義中，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長促進(jìn)國家GDP的增長，外貿(mào)進(jìn)出口總額與GDP是一種正相關(guān)的關(guān)系。 二、模型設(shè)定： 1、被解釋變量Y為GDP。 解釋變量X：進(jìn)出口總額。 2、數(shù)據(jù)性質(zhì)的選擇是：時間序列數(shù)據(jù)。 3、模型設(shè)定為：Y=c+bx+u。 三、數(shù)據(jù)收集如下表： 表1： 年份 Y X 1999 89677.05 29896.2 2000 99214.55 39273.2 2001 .2 42183.6 2002 .7 51378.2

3、2003 .8 70483.5 2004 .3 95558.1 2005 .8 2006 .4 2007 .2 2008 .5 2009 .1 （來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)） 四、參數(shù)估計(jì)： 假定模型中隨機(jī)項(xiàng)滿足基本假定，可用OLS法估計(jì)其參數(shù)。具體操作：用EViews軟件，估計(jì)結(jié)果為： 表2： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/14/11 Time: 21:43 Sample: 1999 2009 Included observations: 11 Var

4、iable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 41303.51 20012.00 2. 0.0690 X 1. 0. 7. 0.0000 R-squared 0. Mean dependent var .0 Adjusted R-squared 0. S.D. dependent var 84346.30 S.E. of regression 31299.78 Akaike info criterion 23.70358 Sum squared resid 8

5、.82E+09 Schwarz criterion 23.77592 Log likelihood -128.3697 F-statistic 63.61887 Durbin-Watson stat 0. Prob(F-statistic) 0. 模型估計(jì)的結(jié)果可表示為： Y = 41303.50914 + 1.*X 五、檢驗(yàn)及修正： 1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)： GDP與進(jìn)出口總額成正相關(guān)關(guān)系，X的系數(shù)為正，與經(jīng)濟(jì)意義相符。 2.統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)： 從回歸結(jié)果看：（1）R-squared=0. ，Adjusted R-squared=0.，模型

6、擬合優(yōu)度較好。 （2）t-Statistic=7.且 P<0.05，所以X的系數(shù)b顯著，表明進(jìn)出口總額對GDP有顯著影響。 （3）F-statistic=63.61887且P<0.05，所以方程線性關(guān)系顯著，說明方程總體顯著。 3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)： （1）異方差檢驗(yàn)與消除： 利用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睿? 表3： White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0. Probability 0. Obs*R-squared 2. Probability 0. Test Equati

7、on: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/14/11 Time: 22:16 Sample: 1999 2009 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.66E+09 2.55E+09 -0. 0.5332 X 44046.82 60905.25 0. 0.4902 X^2 -0. 0. -0. 0.6206 R-squared

8、0. Mean dependent var 8.02E+08 Adjusted R-squared -0. S.D. dependent var 1.83E+09 S.E. of regression 1.84E+09 Akaike info criterion 45.73367 Sum squared resid 2.72E+19 Schwarz criterion 45.84219 Log likelihood -248.5352 F-statistic 0. Durbin-Watson stat 1.

9、 Prob(F-statistic) 0. 由于P值大于0.05，所以模型不存在異方差。 （2）自相關(guān)檢驗(yàn)與消除： 1、檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)：由Eviews軟件輸出的DW值為0.79，所以存在正自相關(guān)。 2、利用迭代法消除自相關(guān): 表4： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/14/11 Time: 22:28 Sample(adjusted): 2000 2009 Included observations: 10 after adjusting endpoints Convergence

10、 achieved after 20 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 63609.30 10269.42 6. 0.0004 X 0. 0. 3. 0.0140 AR(1) 1. 0. 16.90282 0.0000 R-squared 0. Mean dependent var .2 Adjusted R-squared 0. S.D. dependent var 82835.26 S.E. of regression

11、4410.714 Akaike info criterion 19.86479 Sum squared resid 1.36E+08 Schwarz criterion 19.95556 Log likelihood -96.32393 F-statistic 1583.676 Durbin-Watson stat 2. Prob(F-statistic) 0. Inverted AR Roots 1.31 Estimated AR process is nonstationary 由Eviews 輸出的

12、DW值接近2，所以消除了自相關(guān)。 所以最后得出的模型為： Y = 63609.29536 + 0.*X 經(jīng)濟(jì)意義是，GDP與進(jìn)出口總額成正相關(guān)關(guān)系，表明進(jìn)出口總額x每增加1元，GDP總額y平均增加0.元。 六、對模型的經(jīng)濟(jì)解釋： 由以上對進(jìn)出口總額與GDP關(guān)系的分析，可知進(jìn)出口總額與GDP之間存在定量的正相關(guān)關(guān)系，因此，增加進(jìn)出口總額對于我國GDP的增長是有重要意義的。在1999—2009年期間，我國在貿(mào)易方面不斷對外開放的同時，我國外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長，在外貿(mào)進(jìn)出口總額的影響下，我國GDP也呈現(xiàn)逐年增長的趨勢?？梢?，外貿(mào)進(jìn)出口的不斷發(fā)展促進(jìn)了國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。 七、政策建議

13、： 1.適度擴(kuò)大進(jìn)口，以提高進(jìn)口的增長率。 從我國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，1985至1993年，我國的進(jìn)口增長率平均為8.08%，而1994至2002年僅為1.36%。這一方面與我國1994年的匯率制度改革有關(guān)，另一方面也說明我國近年來的進(jìn)口增長緩慢，與我國鼓勵出口，抑制進(jìn)口的政策有關(guān)。但進(jìn)口總額的邊際產(chǎn)出是很高的，如果能適度提高進(jìn)口的增長率，將對我國的經(jīng)濟(jì)增長起很大的作用。 2.改善出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，加快出口產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。 從我國的進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)來看，我國出口的商品結(jié)構(gòu)，雖在近年來有了較大改善，已由原來的初級產(chǎn)品占主要地位，轉(zhuǎn)變?yōu)楣I(yè)制成品占較大比例，但我國出口的工業(yè)制成品中，技術(shù)含量高、深加工及附加值高的產(chǎn)品卻不多，這在一定程度上阻礙了我國的對外貿(mào)易的發(fā)展，也影響到了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因而只有改善我國的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高勞動生產(chǎn)率，我國的出口貿(mào)易的增長才能通過刺激技術(shù)進(jìn)步的機(jī)制，發(fā)揮其“經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)”的作用。 3.適當(dāng)提高外資的投資成本。 盡管多年來，外資的注入對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起了不小的作用，但外商也從我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中受益非淺，最重要的占領(lǐng)了我國龐大的市場。我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展至今，資金短缺已不成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”，而市場份額逐漸減小卻是不爭的事實(shí)。因此，我國應(yīng)適當(dāng)提高外商投資的門檻，以保護(hù)我國的民族工業(yè)。 專心---專注---專業(yè)