對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)GDP影響的計(jì)量分析

1、對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)GDP 影響的計(jì)量分析目錄：一， 建立數(shù)學(xué)模型二，估計(jì)參數(shù)三，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ退?，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)五，經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)六，總結(jié)關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易、GDP 影響因素 計(jì)量分析 內(nèi)容提要：根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度驗(yàn)證是否需要擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易，并與此同時(shí)防范貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在模型中引入了財(cái)政支出總量(X1t)、固定資產(chǎn)投資總額(X2t)、出口額(X3t)。1對(duì)外貿(mào)易的重要作用所謂對(duì)外貿(mào)易是指一國(guó)或地區(qū)與其他國(guó)家和地區(qū)進(jìn)行的商品和勞務(wù)的交換活動(dòng)。隨著社會(huì)的不斷向前發(fā)展，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越來越明顯。改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)有了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，GDP每年都以8左右平均速度快速增長(zhǎng)，三個(gè)

2、要素消費(fèi)、投資、出口都對(duì)GDP增長(zhǎng)有不同程度的影響，消費(fèi)和投資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)的波動(dòng)不是很明顯，差不多都以一個(gè)比較平均的水平增長(zhǎng)，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度就有比較明顯的增加，尤其是2001年到2002年對(duì)外貿(mào)貢獻(xiàn)度猛增了1.69個(gè)百分點(diǎn)，這說明2001年底加入世貿(mào)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)尤其是出口貿(mào)易的影響非常大。所以我們應(yīng)該擴(kuò)大我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易.2模型設(shè)立的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理(一)鑒于對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有如此重要的作用，通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來分析一下影響GDP因素。模型中的被解釋變量為GDP（Yt）。影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的因素比較多，根據(jù)其影響因素的大小和資料的可比以及預(yù)測(cè)模型的要求等方面原因，選擇以下指標(biāo)作為模型的解釋

3、變量：財(cái)政支出總量(X1t)、固定資產(chǎn)投資總量(X2t)、出口額(X4t)。在這些指進(jìn)標(biāo)中, 儲(chǔ)蓄能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng), 但是過多的儲(chǔ)蓄也會(huì)減緩經(jīng)濟(jì)的發(fā)展; 財(cái)政支出有利于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng);固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的主要因素，出口額能反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。因此, 上述解釋變量的選取符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況。(二) 理論模型的設(shè)定假設(shè)被解釋變量Yt 跟解釋變量X1t、X2t、 X3t、 X4t、 X5t存在線性相關(guān)關(guān)系。于是得到模型的理論方程：Yt=0+1X1t+2X2t+3X3t+ ut      （ t=1

4、996、2008）其中：Yt代表GDP（億元）X1t代表財(cái)政支出總額（億元）X2t代表固定資產(chǎn)投資總額（億元）X3t代表出口額（億元）1模型的參數(shù)估計(jì)對(duì)于理論模型運(yùn)用OLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，用eviews軟件進(jìn)行運(yùn)算， 得到的結(jié)果如下： Yt = 40619.54832 + 2.580335672*X1t - 0.05706376323*X2t + 0.9892021416*X3t（20.82823 )       (9.297519)     （-1.883353) 

5、0;   （6.083489)    R2=0.999319, D.W=2.262305 F=4401.8062.模型的檢驗(yàn)（1）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)從上面模型可以看出2<0，這表明隨著財(cái)政支出的增加，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反而減少，這是不符合實(shí)際的，因此不能通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，把此變量剔除。剔除變量后，再用OLS法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，所得結(jié)果如下：Yt = 37905.17358 + 2.943206508*X1t + 0.7571549305*X3t（25.7566）     （13.15422) &

6、#160;   （6.370206 )      R2=0.999051, D.W=1.248406, F=5260.960（2）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上面的參數(shù)暫時(shí)通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)， 再進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。取=0.05,T=13,k=3,查t分布表及F分布表,得到臨界值：t0.025(13)=2.16    F0.05(3,13)=3.41可以看到, 所有變量都通過了顯著性檢驗(yàn)(除了2), 擬合優(yōu)度非常高，方程的顯著性也非常好。所以該模型通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。（3）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)&#

7、160;   首先進(jìn)行異方差檢驗(yàn)：用EViews軟件進(jìn)行White檢驗(yàn)結(jié)果為：由上述結(jié)果可知，TR2=11.61298<16.919,所以結(jié)論是該模型不存在異方差。然后進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)：由于此方程是高階方程，用BG檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，用EView 軟件進(jìn)行GB檢驗(yàn)結(jié)果為： LM=TR2=0.68628>3.841,所以該模型存在一階自相關(guān)。用廣義最小二乘法估計(jì)回歸參數(shù)首先估計(jì)自相關(guān)系數(shù)1-DW/2=1-2.262/2=-0.131對(duì)原變量做廣義差分變換。令GDYt=Yt+0.131Yt-1 GDX1t=X1t+0.131X1t-1GDX2t=X2t+0.

8、131X2t-1GDX3t=X3t+0.131X3t-1以GDYt,GDX1t,GDX2t,GDX3t（19962008）為樣本再次回歸，得GDYt=34565.93+4.264901GDX1+0.085157GDX2 （40.71408） （1.800742）R2=0.996523 s.e.=5211.109 DW=0.520246 T=13回歸方程擬合效果比較好，且DW=0.520246查表，dL=0.82dU=1.75,0.5<0.82，誤差項(xiàng)已消除異方差。最后進(jìn)行模型相關(guān)變量的檢驗(yàn)（即多重共線性檢驗(yàn)）在建立回歸方程進(jìn)行回歸分析前，為避免出現(xiàn)為回歸導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論，特別是對(duì)于時(shí)間序列

9、中包含經(jīng)濟(jì)變量時(shí)，由于經(jīng)濟(jì)變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，在多數(shù)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象所表現(xiàn)出的時(shí)間序列資料的一個(gè)突出特征就是慣性或低靈敏度。因此，有必要對(duì)回歸方程中所涉及的變量進(jìn)行一些數(shù)據(jù)件工作，主要是對(duì)相關(guān)變量間的相關(guān)性，變量的平穩(wěn)性，協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析法分析以探悉進(jìn)出口額與GDP的關(guān)系。對(duì)進(jìn)出口額與GDP總額的數(shù)據(jù)用eviews軟件進(jìn)行相關(guān)與回歸分析，在回歸分析中，以GDP作為因變量，進(jìn)出口總額X作為自變量，利用最小二乘法擬合回歸模型，結(jié)果如下:相關(guān)系數(shù):r=0.51回歸結(jié)果:GDP=49660.46+2.292296X t值 (10.41182) (24.93894)R2=

10、0.982621 DW=0.98106根據(jù)以上結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)進(jìn)出口額與GDP之間存在正的相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)關(guān)系比較密切，相關(guān)系數(shù)0.51，從回歸結(jié)果看，我國(guó)進(jìn)出口額與GDP之間存在顯著的線性關(guān)系，進(jìn)出口額的回歸系數(shù)為正、t檢驗(yàn)通過，且模型的擬合效果也很好(高達(dá)0.91)，這說明進(jìn)出口額每增加1億元，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均可以增加1.611億元。進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，同時(shí)可以看出進(jìn)出口貿(mào)易的邊際產(chǎn)出是相當(dāng)高的。3模型的預(yù)測(cè)及經(jīng)濟(jì)解釋（一）模型的預(yù)測(cè)通過中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009可知，2009年的城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額是260772億元，固定資產(chǎn)投資總量2825億元，2009年中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總

11、值為335353億元，出口額12016億元。把它們代入模型我們可以得到2009 年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的預(yù)測(cè)值為187314.57億元，而2009年中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為335353億元，誤差為-4993.57億元,相對(duì)誤差僅為2.7%。所以該模型能比較好地解釋國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)變化狀況，可以用于經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與分析。（ 二 ）模型的經(jīng)濟(jì)解釋1全國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式中1 0可以看出全國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值成負(fù)向關(guān)系。這表明隨著全國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額的增加，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值不是增加，而是減少，從公式中可以看到當(dāng)全國(guó)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額增加100 億元時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就減少7

12、4億元。這再一次證實(shí)了儲(chǔ)蓄不利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)近年來儲(chǔ)蓄總額居高不下，嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。雖然國(guó)家采取了一些財(cái)政貨幣政策以擴(kuò)大消費(fèi)需求，但效果卻不太明顯。2固定資產(chǎn)投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式中20可以看出固定資產(chǎn)投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值成正向關(guān)系。當(dāng)固定資產(chǎn)投資總額增加100 億元時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就增加94 億元。4進(jìn)出口額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式中30可以看出，進(jìn)出口額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值成正向的關(guān)系，進(jìn)出口額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值成正向的關(guān)系% 當(dāng)進(jìn)出口總額增加100 億元時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就增加59 億元。根據(jù)這種關(guān)系，我國(guó)目前應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)全方位對(duì)外開放和進(jìn)一步開展跨國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作，促使經(jīng)濟(jì)發(fā)展。4

13、總結(jié)：.用進(jìn)出口指標(biāo)分析對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的評(píng)價(jià)。通過進(jìn)出口額與GDP的相關(guān)與回歸分析，我們都可以從數(shù)據(jù)中得出結(jié)論，即從1996年至今，我國(guó)的進(jìn)出口總額和GDP持續(xù)高速增長(zhǎng)，同時(shí)伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的依賴性也逐漸加強(qiáng)，進(jìn)出口的增長(zhǎng)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也很大程度上依賴于進(jìn)出口額的增長(zhǎng)。3.對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期作用機(jī)制對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。以我國(guó)為例，每出口1億元人民幣的工業(yè)品，就可直接為1.2萬勞動(dòng)者創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，如果再加上間接創(chuàng)造的就業(yè)機(jī)會(huì)，這一數(shù)字還會(huì)大大增加；可以促進(jìn)優(yōu)化資源配置；有利于實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益。現(xiàn)代化生產(chǎn)越來越強(qiáng)調(diào)規(guī)模效益，通過各種途徑達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)的最佳點(diǎn)。通過對(duì)外貿(mào)易可以擴(kuò)大商品銷售市場(chǎng)，使生產(chǎn)擺脫國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的局限，刺激本國(guó)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，使生產(chǎn)能夠獲得規(guī)模效益，進(jìn)一步降低生產(chǎn)成本，提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與發(fā)展。 總而言之，若以19962008年間的平均數(shù)據(jù)來看，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額是24.80%，進(jìn)口的貢獻(xiàn)份額是11.22%，對(duì)外貿(mào)易總體的貢獻(xiàn)份額是27.39%?？梢钥闯?，進(jìn)出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)很大，我國(guó)實(shí)行的是出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，對(duì)外開放度很高。從這13年的歷程來看，雖然經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度很高，但是進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額波動(dòng)不大，比較穩(wěn)定。盡