我國進(jìn)出口總額影響因素分析

1、年份進(jìn)出口總額（人民幣億元）YCDP（億元）X1實(shí)際利用外資金額（億美元）X2外匯儲備（億美元）X3對外完成營業(yè)額（億美元）X4匯率（%X5200039273.299776.3593.561655.7483.798.3200142183.6110270.4496.722121.6588.998.3200251378.2121002550.112864.07111.948.3200370483.5136564.6561.44032.51138.378.3200495539.1160714.4640.726099.32174.688.32005116922185895.8638.058188.72

2、217.638.22006140974217656.6670.810663.4299. 938.02007166863.7268019.4783.415282.49406.437.62008179921.47316751.7952.5319460.3566.126.92009150648.06345629.2918.0423991.52777.066.82010201722.154089031088.228473.38921.76.82011236401.95484123.51176.9831811.481034.246.52012教育資料244160.25341231132.9433115.

3、891165.96976.32013258168.9588018.81187.2138213.151371.46.22014264334.49636462.71197.0538430.181424.16.1我國進(jìn)出口總額影響因素分析一、數(shù)據(jù)的收集一一以下數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒根據(jù)數(shù)據(jù)做出GDP實(shí)際利用外資金額，外匯儲備，對外完成營業(yè)額，匯率與進(jìn) 出口總額的相關(guān)圖形。進(jìn)出口總額與GDP勺關(guān)系圖教育資料進(jìn)出口總額與實(shí)際利用外資金額的關(guān)系圖280,000240,000200,000160,000120,00080,00040,000X2進(jìn)出口總額與外匯儲備的關(guān)系圖280,000240,000200,

4、000160,000120,00080,00040,000X 3進(jìn)出口總額與對外完成營業(yè)額的關(guān)系圖280,000240,000200,000160,000 Y120,00080,00040,0004006008001,0001,2001,4001,6000 4r0200X4進(jìn)出口總額與匯率的關(guān)系圖二、模型的初步提出從上圖可以看出，進(jìn)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 Yt = 1+2X1+ 3 2+ 4 3+5 4 + 6 5 +Ut其中，Yt表示進(jìn)出口總額；X為GDP 2為實(shí)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；Ut是除了解釋變量

5、之外影響進(jìn)出口總額的其他因素的誤差項(xiàng) 模型的回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/15/15 Time: 19:36Sample: 2000 2014Included observations: 15Variable ; S，d. Errorc Prob.-268063.C0108410.3-2.4726720.0354X10.8303950.0992058.3704960.0000X232.5100444.307290.7337400.4818X39.9844501.6584506.0203510.0002-403

6、.874X4640.54440-9.9612920.0000X526567.7711737.842.2634300.0499Mean dependentR-squared0.996158 var150598.3Adjusted R-squared 0.994023 S.D. dependent 79745.03varAkaike info20.58041S.E. of regression 6165.212 criterionSum squared resid 3.42E+08Schwarz criterion20.86363-148.353Log likelihoodF-statistic4

7、66.6565Durbin-Watson stat 2.847823 )由回歸結(jié)果可得模型為:Yt =-268063.0Prob(F-statistic0.000000+0.830395X1 +32.51004 2+9.984450 3 -403.87464+26567.77(108410.3)(0.099205)(44.30729)(1.658450)5(40.54440)(11737.84)t=(-2.472672)(8.370496)(0.733740)(6.020351)(-9.961292)(2.263430)R2 =0.996158F=466.6565n=15D.W=2.84782

8、31 .經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn):由所得到的回歸系數(shù)，可說明GDPW增加1億元，實(shí)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(jìn)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(jì)檢驗(yàn)：擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由回歸結(jié)果可得，可決系數(shù)為 0.996158,說明所建模型整體 上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“ GDP實(shí)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(jìn)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(yàn)：T檢驗(yàn)

9、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a =0.05,所以自由度為n-6=15-6=9的臨界值t 0.025 (9)=2.262 ,因?yàn)?t( 1)=-2.472672< -t 0.025 (9)=-2.262 應(yīng)拒絕 H。，t( 2)=8.370496> t 0.025 (9)=2.262 應(yīng)拒絕 H0 , t( 3)=0.733740<t 0.025 (9)=2.262 應(yīng)接受 H。，t( 4)=6.020351> t 0.025 (9)=2.262.應(yīng)拒絕 H。，t( 5)

10、=-9.961292< -t 0.025 (9)=-2.262 應(yīng)拒絕 H0, t( 6尸2.263430>t 0.025 (9)=2.262應(yīng)拒絕H。這表明GDP外匯儲備，匯率和對外完成營業(yè)額對進(jìn)出口總額有顯著影響，而實(shí)際利用外資金額對進(jìn)出口總額無顯著影響。三、多重共線性的檢驗(yàn)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, X2, X3, X4的回歸系數(shù)的符號應(yīng)為正，X5的回歸系數(shù)的符號應(yīng)為負(fù)，但上述建立的回歸模型X4和X5的回歸系數(shù)的符號與預(yù)期相反，且個別解釋變量的R2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(jì)算

11、各解釋變量的相關(guān)系數(shù)：X1X2X3X4X5X1X2X3X4X51.0000000.9715430.9915030.995177-0.9717220.9715430.9915030.995177-0.9717221.0000000.9865930.971454-0.9817950.9865930.971454-0.9817951.0000000.992451-0.9849150.9924511.000000-0.976078-0.984915-0.9760781.000000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)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性，采用逐步回歸法進(jìn)行補(bǔ)救:變量X1X2

12、X3X4X5參數(shù)估計(jì)值0.419424290.20285.639018154.2632-83915.07T統(tǒng)計(jì)量13.6974212.8793914.3424910.54264-10.08124R20.9302160.9217350.9359870.8872310.877869其中，加入X3的方程R2最大，以X3為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸:變量X1X2X3X4X5R2X:0.1402983.7741260.93271X1(0.60701(1.2180399)3)X369.641954.3133530.93231X2(0.54239(1.7411322)7)X311.89512-176.7

13、5280.95127X4(4.25321(-2.2539499)8)X3,8.24082540489.640.93786X5(3.68127(1.1800648)1)經(jīng)比較，新加入X4的方程R2 =0.951279,改進(jìn)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(yàn)顯著，選擇保留X4,再加入其他新變量逐步回歸：變事 X1X2X3X4X5R2X3, X4 ,0.881808.878295-422.67940.9923X16(7.579222)(-9.7039623(8.07180)80)X3, X4 ,-28.986112.73069-184.77110.9471X28

14、(2.774964)(-2.08794517(-0.2357)87)15.07266184.4548-145206.90.9939X3, X4 ,.(-2.487124168X5(4.535422)(1.5732)98)由上表可得新加入X1和X5的方程R2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(yàn)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X1X2X3X4X5R2X3 ,0.881315-3.0690948.968446-423.39140.99155X4 ,(7.67532(-0.06234(4.72683(-8.992839X1, X2

15、6)2)1)2)X3 ,0.83170510.70235-412.712423512.260.99429X4 ,(8.58556(8.18336(-10.9154(2.193719X1, X55)6)9)4)由上表可知當(dāng)加入X5時，R2有所增加，但在給定顯著性水平0.05的情況下2其參數(shù)的T檢驗(yàn)不顯著。加入 X2后，R未增加。從相關(guān)系數(shù)也可看出，X2與X5與其他變量高度相關(guān)，這說明主要是 X2、X5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：Yt29662.56 0.8818X1t 8.8783X3t 422.6794X4tT=(-3.0488)(8.0719)(7.57

16、92)(-9.70396)K2R =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每增加一億元，外匯儲備 X3和對 外完成營業(yè)額 X4分別每增加一億美元時，平均我國進(jìn)出口總額將分別增加0.8818億元，8.8783億元，減少422.6794億元。四、異方差的檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)對上述修正后的模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)F-statistic0.386067 Prob. F(9,5)0.8982Prob.Obs*R-squared6.150032 Chi-Square(9)0.7248Scaled explainedProb.SS1.63588

17、5 Chi-Square(9)0.9960Yt29662.56 0.8818Xit 8.8783X%422.6794 X4tT=(-3.0488)(8.0719)(7.5792)(-9.70396)R2 =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%®著性水平，查 DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.814, du= 1.750 ,模型中 4 du DW 4 dl ,得此模型中無自相關(guān)。所以，最終此模型為：Yt29662.56 0.8818X1t 8.8783X3t 422.6794X4t六、模型存在的問題由于是粗略的統(tǒng)計(jì)，未對模型做設(shè)定誤差的檢驗(yàn)，未檢驗(yàn)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、政策建議作et* 2對常數(shù)項(xiàng)、解釋變量、解釋變量的平方及其交叉乘積的輔助回歸:222t