1、計量經濟學課程論文中國進出口總額的影響因素分析學生姓名： 趙琛 學 號： 132095216 系 部： 經濟與管理系 專 業： 國際經濟與貿易 二一六年六月中國進出口總額的影響因素分析摘要：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。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

2、總額，GDP，人民幣對美元匯率，全社會固定資產投資1. 引言中國對外貿易在20年以來，從一個較低的水平發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，對外貿易的發展對中國經濟發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展。從目前的理論的研究來

3、看，影響我國進出口發展的因素主要有人民幣對美元匯率，國內生產總值，全社會固定資產投資，實際利用外資額，外匯儲備等。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

4、，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%。可見政策因素通過對匯率的影響對進出口總額起間接影響作用。2

5、國內生產總值（GDP）X3,一國進出口貿易的發展程度很大程度上依賴于這個國家的經濟發展水平，衡量一個國家經濟發展水平的最有效的指標就是GDP。國民經濟越發達，與國外的聯系也會越緊密，從而推動國家進出口貿易的發展。我國改革開放以來，經濟迅猛發展，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結構的調整，改善投資環境，提高國內企業競爭力，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喲喲其實制造

6、業，在外商投資中制造業占七成，外資主要投向制造業使得中國制造加工業日益融入全球生產，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 數據來源（或者樣本選取）通過訪問中國統計局網站，得到我國自1995年起至2014年歷年的相關數據， 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

7、匯率以外的五個變量單位統一為（億美元）。YX2X3X4X5X619952808.60 835.10 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

8、 12052.61 3976.34 593.56 1655.74 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

9、.40 797.18 27303.32 13798.41 670.76 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

10、1176.98 31811.48 201238671.19 631.25 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 數據來源：國家統計局3.2 模型建立1.2.估計Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 13:25Sample: 1995 2014Included

11、 observations: 20VariableCoefficientStd. 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.

12、98Adjusted R-squared0.989531S.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)

13、(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

14、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的檢驗由圖表中的數據可以得到：，修正的可決系數，這說明模型對樣本的擬合很好。F檢驗：由相關數據可知n=20，k=6，在給定顯著性水平，查表可得,而由以上數據的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臨界值由圖一數據可得對應的t統計量分別為(-2.4658) (2.5416) (4.5345)

15、 (-4.2724) (-0.2499) (1.4239)除去、的t統計量大于2.145外，其余t 統計量均小于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矩陣表如下： 相關系數矩陣X2X3X4X5X6X21.000000-0.976237-0.954017-0.983306-0.988407X3-0.9762371.0000000.9926980.9679950.989048X4-0.9540170.9926981.0000000.9399570.968330X5-0.9833060.9679950.9399571.0000000.98364

16、8X6-0.9884070.9890480.9683300.9836481.000000可見，各變量相互之間相關系數較高，初步證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.C902.797835.6527125.322

17、000.0000X30.0004960.0021780.2276660.8230X4-0.0004270.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812Mean dependent var761.5950Adjusted R-squared0.975695S.D. dependent var85.90146S.E. of regression13.39220Akaike info criterion8.239540Sum squa

18、red resid2690.265Schwarz criterion8.488473Log 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的值方差擴大因子X20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X50.976721.

19、7122X60.993476.0084由于輔助回歸的可決系數很高，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: 06/05/16 Time: 14:43Sample: 1995 2014Included observations: 20No always included regressorsNumb

20、er of search regressors: 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-s

21、quared0.991169Mean dependent 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-

22、statistic)0.000000Selection 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: 19

23、95 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-squared0.991169Mean dependent var17131.98Adjusted R-squared0.989513S.D. dependent var14307

24、.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)0.000000 Se=（19494.75）（22.1160）（0.1500）（0.1356）t= （-2.6958）（2.5175）（8.7343）（-6.

25、6432） DW=0.4779該回歸方程可決系數高，回歸系數顯著。對樣本量為20、三個解釋變量、5%的顯著水平，查DW統計表可知，,.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。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-statistic0.882676Prob. F(3,16)0.4710Obs*R-squared2.840009Prob. Chi-Square(3)0.4170Scaled explained SS0.934086Prob. Chi-Square(3)0.817

26、2Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/16 Time: 16:27Sample: 1995 2014Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C6218550.9464792.0.6570190.5205X22-6.82036813.64616-0.4998010.6240X320.0002090.0016210.1291370.8989X42-0.0008820.002054-0.429

27、3990.6734R-squared0.142000Mean 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.

28、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: 20VariableCoe

29、fficientStd. Errort-StatisticProb.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 inf

30、o criterion-1.497171Sum squared resid0.175641Schwarz criterion-1.298024Log likelihood18.97171Hannan-Quinn criter.-1.458295F-statistic575.7279Durbin-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統計量為1.4449，而n=20和k=3，的DW統計量的臨界值是 。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

31、個新的解釋變量X7,X7是城鄉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: 21:53Sample (adjusted): 1996 2014Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.5914161.1

32、735550.5039530.6227LNX30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735Mean dependent var-3.74E-15Adjusted R-squared-0.330982S.D. dependent var0.047440S.E. of regression0.054731Akaike info criterion-2.720692Sum squared resid0.038941Schwarz criterion-2.422448Log likelihood31.84657Hannan-Quinn criter.-2.670217F-statistic0.104769Durbin-Watson stat1.861468Prob(F-statisti