中國(guó)貨物進(jìn)出口總額影響因素,分析報(bào)告

1、削興/學(xué) 寧波理工學(xué)院題 目中國(guó)進(jìn)出口額影響因素分析姓 名學(xué)號(hào)3110112034專業(yè)班級(jí)分院經(jīng)貿(mào)中國(guó)進(jìn)出口額的影響因素分析一、研究的背景和意義改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)市場(chǎng)不斷放開(kāi)，對(duì)外貿(mào)易不斷增強(qiáng)，1995年我國(guó)進(jìn)出口額2.3萬(wàn)億，2005年進(jìn)出口額為11.7萬(wàn)億，到了 2011年則為23.64萬(wàn)億增 長(zhǎng)了十倍之多，1978年，我國(guó)貨物進(jìn)出口總額僅排在世界第二十九位。2011年則比1978年增長(zhǎng)186倍，年均增長(zhǎng)16.6%,居世界第二，連續(xù)3年成為世界最 大出口國(guó)和第二大進(jìn)口國(guó)，而其中對(duì)外貿(mào)易在中國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛的進(jìn)程中有著不可磨 滅的功勞，。但我們需認(rèn)識(shí)到對(duì)外貿(mào)易是一把“雙刃劍”控制貿(mào)易差額在合理的規(guī)

2、模中變 化，可以更好的擴(kuò)大內(nèi)需，加快國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得經(jīng)濟(jì)效用最大化，并且能 減少貿(mào)易摩擦，減少由自然、政治等不可抗因素帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。 但若對(duì)外貿(mào)易發(fā)展 失衡，只會(huì)適得其反，后果也是很嚴(yán)重的。因此我們需要研究中國(guó)進(jìn)出口總額與 中國(guó)那些經(jīng)濟(jì)因素有關(guān)具有深刻的現(xiàn)實(shí)意義，以便知道我們到底如何調(diào)控相關(guān)的 因素。對(duì)于這一驚人的發(fā)展和其中存在的隱藏危機(jī)，她們都有著很高的研究?jī)r(jià)值， 研究中國(guó)進(jìn)出口商品額的增長(zhǎng)規(guī)律， 預(yù)測(cè)進(jìn)出口額發(fā)展趨勢(shì)，所以本文研究了中 國(guó)進(jìn)出口商品額與居民消費(fèi)水平，人民幣對(duì)美元匯率變化，國(guó)民總收入之間的關(guān) 系。分析之間存在的什么關(guān)系與影響因素。二、研究問(wèn)題的相關(guān)文獻(xiàn)的觀點(diǎn)畢玉江（2005

3、）通過(guò)對(duì)變量使用平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整分析，我們發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各類商品出口對(duì)世界需求水平的敏感性較高， 對(duì)人民幣實(shí)際匯率的敏感性存在較大 差異。我國(guó)商品進(jìn)口受我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響較大， 對(duì)實(shí)際匯率變動(dòng)的反應(yīng)與理 論預(yù)測(cè)并不完全一致。陳繼勇；秦 臻（2009）外商對(duì)華直接投資對(duì)中國(guó)商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的增長(zhǎng)均存在長(zhǎng)期且顯著的促進(jìn)作用，而且這種促進(jìn)作用存在時(shí)滯。橫截面分析結(jié)果表明， 每年外商對(duì)華直接投資對(duì)于中國(guó)商品進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的促進(jìn) 作用隨著時(shí)間的推移是波動(dòng)的，但從總趨勢(shì)來(lái)看，這種促進(jìn)作用在不斷增強(qiáng)。劉碗（2006）通過(guò)模型的建立和對(duì)實(shí)證分析結(jié)果的總結(jié)， 我們確定了居民消 費(fèi)價(jià)格指數(shù)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)

4、消費(fèi)水平的具體量化影響， 得出回歸方程和相應(yīng)結(jié) 論，并結(jié)合結(jié)論給出了相應(yīng)的政策性建議。程潔（2009）匯率作為一種重要的經(jīng)濟(jì)杠桿， 是影響一個(gè)國(guó)家和地區(qū)對(duì)外貿(mào) 易發(fā)展的重要因素之一。分析了 1984年以來(lái)匯率改革與我國(guó)貿(mào)易發(fā)展情況，發(fā) 現(xiàn)在不同階段，隨著實(shí)際有效匯率的升值和貶值， 對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)不同的特征。人 民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)甚至世界貿(mào)易發(fā)展都會(huì)產(chǎn)生重大影響。并且人民幣兌美元的貶值會(huì)提高了我國(guó)出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力，升值則反之。2004年全年，美元對(duì)歐元貶值了 9.1%,對(duì)日元貶值了 2.1%。由于我國(guó)實(shí)行人民 幣盯住美元政策，美元貶值意味著我國(guó)的出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上更有競(jìng)爭(zhēng)力， 改 善了我國(guó)的貿(mào)易

5、條件。劉婷婷（2011）本文研究具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義：一方面，通過(guò)對(duì)2005年匯率改革后中美匯率的波動(dòng)率進(jìn)行測(cè)度，同時(shí)就中美匯率水平和波動(dòng)率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行系統(tǒng)的分析和研究， 并且通過(guò)對(duì)中美匯率波動(dòng)率的 測(cè)度，可以使我們對(duì)中美的匯率波動(dòng)水平和中美匯率發(fā)展趨勢(shì)有較為清晰的了 解；通過(guò)中美匯率波動(dòng)率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口影響的實(shí)證分析，使得我們對(duì)我國(guó)進(jìn)、出口受中美匯率水平和匯率波動(dòng)的影響程度和方向有深入的認(rèn)識(shí)， 從中發(fā)現(xiàn)中美匯 率水平和匯率波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易有著重大的影響； 同時(shí)，可以反映出我國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外 需求狀況及貿(mào)易結(jié)構(gòu)也都對(duì)進(jìn)出口額有著或多或少的影響。三、樣本搜集方法和模型建立（一）影響因

6、素的選擇根據(jù)我國(guó)的國(guó)情和經(jīng)濟(jì)學(xué)的有關(guān)理論，本文選取了影響我國(guó)就業(yè)率的三個(gè)變 量，分別是國(guó)民生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平和人民幣對(duì)美元匯率。選這三個(gè)變量的主要依據(jù)如下：首先如果一國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值高說(shuō)明在經(jīng)濟(jì) 繁榮時(shí)期，那么他的需求就會(huì)比較旺盛，進(jìn)出口額就會(huì)比較高；一國(guó)的消費(fèi)水平 與匯率水平的高低與進(jìn)出口額明顯相關(guān)，在理論上來(lái)說(shuō)匯率的變動(dòng)也會(huì)導(dǎo)致進(jìn)出 口總額的變動(dòng)，而世界上大部分經(jīng)濟(jì)活動(dòng)是以美元作為結(jié)算的， 因此我們選擇美 元與人民幣的比率作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量， 本幣對(duì)外貶值，也將提高本國(guó)的出口競(jìng)爭(zhēng) 力，擴(kuò)大出口額，高消費(fèi)水平導(dǎo)致進(jìn)口必然增加， 居民消費(fèi)在一定程度上會(huì)對(duì)進(jìn) 出口的數(shù)額產(chǎn)生影響，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

7、和物價(jià)指數(shù)又會(huì)影響到人們的消費(fèi)水平， 因此，加入了居民的消費(fèi)水平為自變量。 分析中國(guó)進(jìn)出口額與居民消費(fèi)水平， 人 民幣對(duì)美元匯率變化，國(guó)民總收入之間的應(yīng)當(dāng)存在一定的相關(guān)關(guān)系。為分析中國(guó)進(jìn)出口額與居民消費(fèi)水平， 人民幣對(duì)美元匯率變化，國(guó)民總收入 之間的關(guān)系。選取“中國(guó)出口額”為被解釋變量，用 Y表示，選擇“居民消費(fèi)水 平”“人民幣對(duì)美元匯率” “國(guó)民總收入”為解釋變量。分別用 XI、X2、X3表示。 表1為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1995到2012的數(shù)據(jù)。（二）樣本數(shù)據(jù)的收集表1指國(guó)民總收入居民消費(fèi)水平中美匯率（美兀出口總額（人民幣標(biāo)19（億元）（元）=100）（元）億元）95年1959, 810.532,

8、355835.112, 451.8096年1970, 142.492, 789831.4212, 576.4097年1978, 060.853, 002828.9815, 160.7098年1983, 024.333, 159827.9115, 223.6099年2088, 479.163, 346827.8316, 159.8000年98, 000.483, 632827.8420, 634.4020108, 068.203, 887827.722, 024.4001年2002年119,095.684,144827.726,947.902003年134,976.974,475827.736,

9、287.902004年159,453.605,032827.6849,103.302005年183,617.375,596819.1762,648.102006年215,904.416,299797.1877,597.202007年266,422.007,310760.493,563.602008年316,030.348,430694.51100,394.942009年340,319.959,283683.182,029.692010年399,759.5410,522676.95107,022.8420468,562.3812,570645.88123,240.6011年資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局依

10、據(jù)以上數(shù)據(jù)并且運(yùn)用eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析（三）模型的確立為分析中國(guó)出口額Y',與“居民消費(fèi)水平X1” “人民幣對(duì)美元匯率X2” “國(guó)民總收入X3'之間的關(guān)系做如下散點(diǎn)圖從圖中我們可以看出“中國(guó)出口額 Y',與“居民消費(fèi)水平X1” “人民幣對(duì)美元匯率X2' "國(guó)民總收入X3'之間雖然有個(gè)別的點(diǎn)偏離了大勢(shì)， 但總體來(lái)說(shuō)的存 在著明顯的線性關(guān)系。所以假設(shè)模型方程為yt = 00 * P1x1t * 02如* ut四、對(duì)模型計(jì)算結(jié)果的分析和評(píng)價(jià)Estimate Forecast Stats ResidsView Proc Object | Pr

11、int Name FreezeDependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/21/13 Time: 18:12 Sample: 1995 2011 Included observations: 17VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.X131 291721.49264620 963920 0000X2-241.408641.72782-5.73534200001X30.4539290.07418661362230 0000C177485638310.1346328640.0005R-

12、squared0.999549Mean dependentvar187631.1Adjusted R-squared0.999445S.D. dependent var126563 5S E of regression2980464Akaike info criterion19.03987Sum squared resid1 15E+Q8Schwarz criterion19.23592Log likelihood-157.83S9Hannan-Quinn criter.19.05936F-statistic9612.847Durtin-Watson stat2.033786Prob(F-st

13、atistic)0 000000運(yùn)用eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計(jì)，得出方程如下:Y=177485.6+31.29172X1-241.4086X2+0.458929X3(4.632864) (20.96392) (-5.785342) (6.186223)從回歸方程的結(jié)果中得出了RA2值為0.9995,可以看出該方程樣本回歸直線對(duì)樣本的擬合優(yōu)度非常高，自變量對(duì)應(yīng)變量有著高度的解釋能力高達(dá)99.9%。當(dāng)顯著性水平在0.05的情況下，F(xiàn)值=9612.847對(duì)應(yīng)的P值=0,所以可以 認(rèn)為回歸方程總體上的線性關(guān)系顯著成立。觀察B 0、0 1、0 2、0 3所對(duì)應(yīng)的 的t統(tǒng)計(jì)量的P值檢驗(yàn)結(jié)果，我們

14、發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為 0.05時(shí)，對(duì)應(yīng)的P值 都接近于0,系數(shù)顯著；所有的解釋變量對(duì)被解釋變量 Y的影響都十分顯著。1、經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn):由此可知，根據(jù)最小二乘法，得出了該模型的初步方程，從回歸方程中我們可以看出：“居民消費(fèi)水平X1” “國(guó)民總收入X3”的系數(shù)均為正，意味著這2個(gè)解 釋變量越高，“中國(guó)進(jìn)出口額Y'就越高。但是“人民幣對(duì)美元匯率X2'的系數(shù)為 負(fù)數(shù)，則意味著這個(gè)解釋變量越高，“中國(guó)進(jìn)出口額Y”就越低，呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：RA2=0.9995,可以看出擬合優(yōu)度較高，通過(guò)該檢驗(yàn)。(2) F檢驗(yàn)：給定一個(gè)顯著水平 =0.05,方程中F值=9612.8

15、47,對(duì)應(yīng)的項(xiàng)=0, 顯著則通過(guò)檢驗(yàn)。(3) T檢驗(yàn)：給定一個(gè)顯著水平=0.05,方程中XI、X2、X3,的P值都接近0,顯著, 通過(guò)檢驗(yàn)。3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)(4) 異方差檢驗(yàn)：用G萌驗(yàn)該模型是否存在異方差。做回歸，得出下列數(shù)據(jù):Dependent Variable: RESID1Method: Least SquaresDate: 12/22/13 Time: 1421Sample: 1995 2011Included observations: 17VariableCoefficientStd. Error1-StatisticProb.X1-2267 6486511.731-0.3482

16、4007332X2-1700757182033.5-09342850.3672X342.05083323.6361012993208936C1,51 E+081 67E+08090436703823R-squared0.229464Mean dependent var6793009.Adjusted R-squared0.051648S D dependentvar13351765S E of regression13002307Akaike info criterion3580149Sum squared resid2.20E+15Schwarz criterion3599754Log li

17、kelihood-300.3127Hannan-Quinn enter.3582098F-statistic1.290459Durbin-Watson stat2.658710Prostic)0.3191B4可以看出方程從回歸方程的結(jié)果中得出了 RA2值為0.2294,可以看出該方程樣本回歸直 線對(duì)樣本的擬合優(yōu)度很低。當(dāng)顯著性水平在0.05的情況下，F(xiàn)值=1.1290對(duì)應(yīng)的P值=0.319,所以可 以認(rèn)為回歸方程不顯著。觀察B 0、0 1、02、0 3所對(duì)應(yīng)的的t統(tǒng)計(jì)量的P值 檢驗(yàn)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平為0.05時(shí)，對(duì)應(yīng)的P值都很大，系數(shù)也不顯著；所有可以得出異方差不存在。(2)序列相關(guān)

18、檢驗(yàn)：在圖1中輸出的結(jié)果中顯示DW=2.03當(dāng)顯著Tt水平在0.05 的情況下，n=15,k=3 時(shí)，查表的：dl=0.95,dv=1.54.因?yàn)?dvvDW=2.03v4-dvS, 根據(jù)判定規(guī)則，不存在一階自相關(guān)。所以方程合適。五、結(jié)論通過(guò)以上計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析，通過(guò)回歸分析方法，選擇變量，對(duì)影響中國(guó)進(jìn) 出口貿(mào)易總額因素建模分析，并且并對(duì)模型進(jìn)行了一系列的檢驗(yàn)，我們可以得出 最終確定模型為 Y=177485.6+31.29172X1-241.4086X2+0.458929X3觀察方程我們可以看出，國(guó)民總收入對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額有著十分重要的影 響。國(guó)民總收入每增加一個(gè)單位，進(jìn)出口貿(mào)易總額就會(huì)增加

19、 31.29172億美元。 說(shuō)明國(guó)民總收入水平的高低對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易額的影響較大，政府可以采取相關(guān)的宏觀調(diào)控進(jìn)而在一定程度上控制中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易情況。對(duì)于人民幣對(duì)美元匯率來(lái)說(shuō)，人民幣對(duì)美元匯率每增加一個(gè)單位， 進(jìn)出口貿(mào)易總額減少241.4086美元， 說(shuō)明匯率的上漲對(duì)于中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額有著一定的副作用。所以，中國(guó)可以通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需，提高國(guó)民收入水平，增加居民消費(fèi)來(lái)進(jìn)而增加出口和進(jìn)口，企業(yè)及政府部門(mén)也可以考慮出國(guó)進(jìn)行采購(gòu)，適當(dāng)控制物價(jià)通過(guò)建模分析，我們發(fā)現(xiàn)匯率對(duì)于中國(guó)進(jìn)出口數(shù)額的影響并不是十分顯著的，因此，中國(guó)在調(diào)整匯率的政策上應(yīng)該慎重，為了維護(hù)自身利益應(yīng)保持自身匯率相對(duì)穩(wěn)定。所以政府的宏觀調(diào)控對(duì)于中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的變動(dòng)具有著相對(duì)決定性的影