計量經濟學論文

1、計量經濟學期末論文中國進出口總額的影響因素分析所在院系：數(shù)金院所在班級：金工1402姓名：王為漢學號：14442206摘要：隨著中國經濟的高速增長，中國進出口總額也快速增長，但是影響其增速的因素有很多，因此，本文在相關理論研究的基礎上，用Eview軟件處理數(shù)據，采取計量經濟學的分析方法，對影響中國進出口總額的影響因素進行實證分析。研究我國進出口總額與人民幣對美元匯率，國內生產總值（GDP）,全社會固定資產投資，實際利用外資額以及外匯儲備的關聯(lián)。通過多元回歸分析來驗證其關系，并基于實證分析的結果，提出相應對策或建議。關鍵詞：進出口總額，GDP，人民幣對美元匯率，全社會固定資產投資1. 引言中國對

2、外貿易在20年以來，從一個較低的水平發(fā)展到了一個很高的水平，進出口總額占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，對外貿易的發(fā)展對中國經濟發(fā)展起到了不可低估的作用。但是，越來越高的進出口貿易的增長，直接的結果就是我國外貿依存度的迅速攀升，這在一定程度上造成國民經濟的過分對外依賴,國際經濟形式的風云變幻在一等程度上會嚴重影響我國的經濟發(fā)展。從目前的理論的研究來看，影響我國進出口發(fā)展的因素主要有人民幣對美元匯率，國內生產總值，

3、全社會固定資產投資，實際利用外資額，外匯儲備等。因此，本文通過構建計量經濟模型，對以上因素與進出口總額的關系進行實證研究，對它們之間的關系進行驗證。2. 理論基礎2.1理論模型建立回歸模型如下：其中，進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，國內生產總值為解釋變量X3，全社會固定資產投資為解釋變量X4，實際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲備為解釋變量X6。為準確計算，將以上除人民幣對美元匯率以外的五個變量單位統(tǒng)一為（億美元）。以下是各個影響因素對進出口總額的影響原理： 1.人民幣對美元匯率X2，匯率變動對進出口貿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品的價格將上升，這將會削弱中國產品在國際市場上的競爭能力，導致出口減少，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品的價格將下降，這樣就能增強中國產品的競爭力，使得出口增加，出口總額上升。 再有,1994年實施的匯率并軌，國內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生巨大影響，使外貿依存度一度高達46.6%?？梢娬咭蛩赝ㄟ^對匯率的影響對進出口總額起間接影響作用。2.國內生產總值（GDP）X3,一國進出口貿易的發(fā)展程度很大程度

5、上依賴于這個國家的經濟發(fā)展水平，衡量一個國家經濟發(fā)展水平的最有效的指標就是GDP。國民經濟越發(fā)達，與國外的聯(lián)系也會越緊密，從而推動國家進出口貿易的發(fā)展。我國改革開放以來，經濟迅猛發(fā)展，經濟實力不斷增強，GDP已經躍居世界第,二位，與此同時，進出口貿易也發(fā)展迅速。3.全社會固定資產投資X4，固定資產的投入可以引起國內產業(yè)結構的調整，改善投資環(huán)境，提高國內企業(yè)競爭力，對對外貿易的總額有比較直接的影響。4.實際利用外資額X5, 實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。我國進出口額增量60%以上是由外商投資個體企業(yè)喲喲其實制造業(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，如果外資不斷進入那么中國的進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，所以實際利用外資金額這一因素很重要。5.外匯儲備X6，此因素對進出口總額直接相關。3.模型設定3.1 數(shù)據來源（或者樣本選取） 通過訪問中國統(tǒng)計局網站，得到我國自1995年起至2014年歷年的相關數(shù)據，以進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，國內生產總值為解釋變量X3，全社會固定資產投資為解釋變量X4，實際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲備為解釋變量X6。為準確計算，將以上除人民幣對美元匯率以外的五個變量單位統(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)據來源：國家統(tǒng)計局3.2 模型建立1.2.估計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-squared0.992286    Mean dependent

12、var17131.98Adjusted R-squared0.989531    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1463.949    Akaike info criterion17.65899Sum squared resid30004060    Schwarz criterion17.95771Log likelihood-170.5899    Hannan-Quinn

13、criter.17.71730F-statistic360.1689    Durbin-Watson stat0.848167Prob(F-statistic)0.000000 (25777.47)(28.2246)(0.2385) (0.1806) (8.4246) (0.2993)(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239) 3.3 模型檢驗及修正1.經濟意義檢驗模型估計結果說明，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，平均說來進出口總額會增

14、長71.7362億美元：國內生產總值每增長1億美元，平均說來進出口總額會增長1.0816億美元：全社會固定資產投資每增長1億美元，平均說來進出口總額會減少0.7715億美元：實際利用外資額每增加1億美元，平均說來進出口總額會減少2.1053億美元：外匯儲備每增加1億美元，平均說來進出口總額會增長0.4262億美元。2.回歸方程和回歸參數(shù)的檢驗由圖表中的數(shù)據可以得到：，修正的可決系數(shù)，這說明模型對樣本的擬合很好。F檢驗：由相關數(shù)據可知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

15、生產總值”，“全社會固定資產投資”，“實際利用外資額”，“外匯儲備”等變量聯(lián)合起來確實對“進出口總額”有顯著影響。t檢驗：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)據可得對應的t統(tǒng)計量分別為(-2.4658) (2.5416) (4.5345) (-4.2724) (-0.2499) (1.4239)除去、的t統(tǒng)計量大于2.145外，其余t 統(tǒng)計量均小于2.145，因此可初步認為模型存在嚴重的多重共線性。3. 計量經濟學檢驗及修正計算得到相關系數(shù)矩陣表如下： 相關系數(shù)矩陣X2X3X4X5X6X2 1.000000-0.976237-0.954017-0.9833

16、06-0.988407X3-0.976237 1.000000 0.992698 0.967995 0.989048X4-0.954017 0.992698 1.000000 0.939957 0.968330X5-0.983306 0.967995 0.939957 1.000000 0.983648X6-0.988407 0.989048 0.968330 0.983648 1.000000 可見，各變量相互之間相關系數(shù)較高，初步證

17、實存在嚴重多重共線性。利用方差擴大因子法，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.  C902.797835.6527125.322000.0000X30.0004960.0021780.2276660.8230X4-0.0004270

18、.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812    Mean dependent var761.5950Adjusted R-squared0.975695    S.D. dependent var85.90146S.E. of regression13.39220    Akaike info crite

19、rion8.239540Sum squared resid2690.265    Schwarz criterion8.488473Log likelihood-77.39540    Hannan-Quinn criter.8.288134F-statistic191.6798    Durbin-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

20、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)的值方差擴大因子X20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X50.976721.7122X60.993476.0084 由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經驗表明，方差擴大因子VIF大于等于10時，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴重的多重共線性，這里X2 X3 X4 X5 X6的方差擴大因子遠大于10，表明存在嚴重的多重共線性。多重共線性的修正 運用逐步回歸法中做出回歸結果如下：Dependent Variable: YMethod: Stepwise RegressionDate: 06

21、/05/16 Time: 14:43Sample: 1995 2014Included observations: 20No always included regressorsNumber of search regressors: 6Selection method: Stepwise backwardsStopping criterion: p-value forwards/backwards = 0.05/0.05VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.*  X31.3097400.1499548.7342640.0

22、000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229R-squared0.991169    Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.989513    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1465.216    Akaik

23、e info criterion17.59425Sum squared resid34349712    Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425    Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic598.5695    Durbin-Watson stat0.477903Prob(F-statistic)0.000000Selection SummaryRemoved X5Remove

24、d X6*Note: p-values and subsequent tests do not account for stepwise        selection. 由上圖可知，修正保存了X2,X3,X4三個變量，剔除了X5 ,X6兩個變量。自相關檢驗：根據多重共線性修正得出的結果，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

25、2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229X31.3097400.1499548.7342640.0000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000R-squared0.991169    Mean dependent var17131.98Adjusted R-squar

26、ed0.989513    S.D. dependent var14307.67S.E. of regression1465.216    Akaike info criterion17.59425Sum squared resid34349712    Schwarz criterion17.79340Log likelihood-171.9425    Hannan-Quinn criter.17.63312F-statistic5

27、98.5695    Durbin-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)高，回歸系數(shù)顯著。對樣本量為20、三個解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，,.模型中DW<,說明模型中存在自相關。自相關的修正： 使用迭代法作廣義差分回歸，作模型的一階自相關，得圖如下：Dependent Variable: YM

28、ethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:06Sample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsConvergence achieved after 15 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-53252.0225351.25-2.1005680.0543X255.9844428.635271.9550870.0708X31.2890300.1556998.2

29、789620.0000X4-0.8614880.127544-6.7544300.0000AR(1)0.7433470.2343853.1714800.0068R-squared0.996302    Mean dependent var17885.84Adjusted R-squared0.995245    S.D. dependent var14285.82S.E. of regression985.1144    Akaike info criterion16.844

30、33Sum squared resid13586306    Schwarz criterion17.09286Log likelihood-155.0211    Hannan-Quinn criter.16.88639F-statistic942.8445    Durbin-Watson stat1.009324Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots      .7

31、4 上圖中DW=1.009324,可以判斷,不能判斷是否有自相關。因此作其二階自相關得：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:10Sample (adjusted): 1997 2014Included observations: 18 after adjustmentsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-26047.0815929.44-1

32、.6351540.1280X223.8171418.324431.2997480.2181X31.3337110.08320016.030270.0000X4-1.0353820.075461-13.720760.0000AR(1)1.4856450.1647999.0149170.0000AR(2)-0.9285670.184593-5.0303390.0003R-squared0.998483    Mean dependent var18718.46Adjusted R-squared0.997850    

33、S.D. dependent var14217.70S.E. of regression659.1853    Akaike info criterion16.08109Sum squared resid5214304.    Schwarz criterion16.37788Log likelihood-138.7298    Hannan-Quinn criter.16.12201F-statistic1579.295    Dur

34、bin-Watson stat2.352249Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .74-.61i     .74+.61i 上圖中DW=2.3522，可以判斷4->DW>,說明在5%得顯著性水平下廣義差分后模型中已無自相關。異方差檢驗： 對模型進行White檢驗，得出White檢驗結果如圖：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic0.882676    Prob. F(3,16)0.4710

35、Obs*R-squared2.840009    Prob. Chi-Square(3)0.4170Scaled explained SS0.934086    Prob. Chi-Square(3)0.8172Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:27Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. E

36、rrort-StatisticProb.  C6218550.9464792.0.6570190.5205X22-6.82036813.64616-0.4998010.6240X320.0002090.0016210.1291370.8989X42-0.0008820.002054-0.4293990.6734R-squared0.142000    Mean dependent var1717486.Adjusted R-squared-0.018874    S.D. dependent v

37、ar1786446.S.E. of regression1803226.    Akaike info criterion31.82491Sum squared resid5.20E+13    Schwarz criterion32.02406Log likelihood-314.2491    Hannan-Quinn criter.31.86378F-statistic0.882676    Durbin-Watson stat1

38、.386225Prob(F-statistic)0.470952 由上述結果可知，,由White檢驗知，在的情況下，查分布表，得臨界值。比較計算統(tǒng)計量和臨界值，因為<，所以表明模型不存在異方差。設定誤差： 依據表中1995-2014年的數(shù)據，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: 20Vari

39、ableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-35.758615.694381-6.2796300.0000LNX24.6135400.6539977.0543700.0000LNX30.8641120.6118031.4124020.1770LNX40.6145920.4392411.3992130.1808R-squared0.990821    Mean dependent var9.328067Adjusted R-squared0.989100   &

40、#160;S.D. dependent var1.003569S.E. of regression0.104774    Akaike info criterion-1.497171Sum squared resid0.175641    Schwarz criterion-1.298024Log likelihood18.97171    Hannan-Quinn criter.-1.458295F-statistic575.7279   &#

41、160;Durbin-Watson stat1.444893Prob(F-statistic)0.000000回歸結果的殘差圖見附表。由上圖可知，該模型的DW統(tǒng)計量為1.4449，而n=20和k=3，的DW統(tǒng)計量的臨界值是 。由于，不能確定該模型是否存在遺漏變量。對該模型進行LM檢驗設定lnX8是lnX2的滯后變量，再加入一個新的解釋變量X7,X7是城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額。按照LM檢驗步驟，首先生成其殘差序列e1，再用e1對全部解釋變量進行回歸，得圖如下Dependent Variable: E1Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 21:53S

42、ample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.5914161.1735550.5039530.6227LNX30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735    Mean dependent var-3.74E-15Adjusted R-squared-0.330982    S.D. depe