計量-我國對外貿易出口變化對GDP的影響

1、 計量經濟學實驗報 告姓名：劉清指導老師：張翼翔班級：國貿11102學號：1120441226日期：2021年 6月 日題目：我國對外貿易出口變化對GDP的影響摘要：一國的對外貿易如果比重太大，容易受經濟形勢的影響，波動性較大，只有結合我國實際改善對外貿易結構，轉變經濟增長方式，才能改變使長期以來大局部依靠勞動等低技術、低本錢的比擬優(yōu)勢保持巨額順差，出口高新技術才能開展，使出口貿易對經濟形勢的彈性降低。本文采用實證分析，運用計量經濟學的計量方法，利用1990年到2021年的年度統(tǒng)計數據，對我國出口總額、外貿依存度、外商投資與經濟增長進行實證分析。結果說明GDP和外貿出口的相關性很高，并且受外貿

2、依存度的影響。關鍵字：GDP 出口額 一、緒論： 我國國內生產總值09年在世界排名世界超越德國排在第三，而且有望超過日本，僅次于美國，GDP的年增長率也連續(xù)25年以來在世界排名第一。我國經濟如此高速開展，對外貿易作出了重要奉獻，一直到今天，我國的對外貿易規(guī)模穩(wěn)居世界第三位。從國民經濟核算的角度來看，出口做為構成國內生產總值的三大動力之一，隨著全球經濟一體化的開展，我國經濟增長率連年保持在 10% 左右,這其中對外貿易的開展毋庸置疑做出了突出奉獻，從1990年占GDP比重的16%到2000年的20%，到2002年后參加WTO，2005年34%。在08年金融危機中，雖然我國所受影響比擬小，大都因我

3、國的虛體經濟在世界上還處于“年少之際，但對我國出口的影響較為重要，因為出口總額嚴重依賴于國際市場的需求，也就是依賴于世界經濟增長狀況，當前由于金融危機下世界經濟增長率迅速下滑，大大降低了國際市場需求，從而使我國的出口出現較大的困難，從2021年10月開始，我國進出口差額連續(xù)下滑，到12月份，連續(xù)三個月出現負增長。2021年下降為24.2%，出口貿易對GDP的奉獻率下降了3.9個百分點。我國貿易出口因經濟的波動性從而對GDP的奉獻率也在波動，彈性較大。 本文中采用實證分析法，引入了影響國內生產總值的出口總額、對外貿易依存度和外商投資，分析我國外貿出口對國內生產總值的奉獻，從實證中了解GDP和出口

4、的相關性，深入探討在金融危機后爆發(fā)出的我國外貿出口存在的結構問題，我國的國內生產總值對作為三大動力的出口的依存度是多大，為調整外貿出口結構、轉變經濟增長方式、如何提高消費和投資占GDP的比重提供參考。文獻綜述： 經濟增長是人民廣泛關注的問題，因為其時刻與人們生活密切相關，經濟增長理論一直也是經濟研究的核心問題之一。從最開始發(fā)現新大陸，殖民地的開發(fā)，到全世界范圍的資源掠奪，經濟全球化不斷加深，在比擬優(yōu)勢下，對外貿易異軍突起，對經濟奉獻率也越來越高。為數眾多的國內外經濟學者就對外貿易對經濟增長的作用進行了大量的理論和實證研究。古典經濟學家亞當斯密的勞動價值論和絕對本錢說開創(chuàng)了國際分工和國際貿易理論

5、的先河。他的動態(tài)生產率理論和剩余產品出口理論代表了對外貿易拉動經濟增長的最初思想。剩余產品出口理論認為，對外貿易使得一國剩余產品的價值得以實現，增加了各國福利，同時由于各國市場的擴大，刺激了各國增加生產，改良技術，從而使勞動生產率得到提高，推動了經濟增長。 本世紀30年代經濟學家羅伯特遜DHRobertson提出了對外貿易是“經濟增長的發(fā)動機Engine for Growth的命題。在50年代，諾克斯根據對19世紀英國與新移民地區(qū)的經濟開展原因的分析，進一步補充和開展了這一命題。他認為，19世紀國際貿易的開展是許多國家經濟增長的主要原因。一方面，因為各國按比擬本錢規(guī)律進行國際貿易，通過兩優(yōu)取其

6、更優(yōu)、兩劣取其次劣的方法進行專業(yè)化分工，使資源得到更有效的配置，增加了產量。通過交換，各國都得到了多于自己生產的消費量。他認為這是對外貿易的直接利益。另一方面，也是最重要的方面，就是對外貿易產生間接的動態(tài)利益，即隨著對外貿易的開展，通過一系列的動態(tài)轉換過程，把經濟增長傳遞到國內各個經濟部門，從而帶動國民經濟的全面增長。他指出，19世紀的國際貿易“具有這樣的性質：中心國家經濟上的迅速成長，通過國際貿易而傳遞到外圍的新國家去。它是通過初級產品的迅速增加的需求而把增長傳遞到那些地方去的。19世紀的貿易不僅是簡單地把一定數量的資源加以最適當的配置的手段，它尤其是經濟增長的發(fā)動機。20世紀70年代末，美

7、國經濟學家保羅克魯格曼創(chuàng)立了規(guī)模經濟貿易學說，用以解釋二戰(zhàn)后經濟增長迅速的工業(yè)化國家之間的貿易特點。澳大利亞經濟學家默里肯普在其1964年出版的?國際貿易純理論?一書中構建了“肯普模型以證明規(guī)模報酬遞增理論。此時出現的新貿易理論還有不完全競爭理論和產業(yè)內貿易理論，說明了資源稟賦和技術相似的國家間以及行業(yè)內貿易急劇上升等新國際貿易現象對經濟開展的影響。馬克斯科登那么將對外貿易與宏觀經濟變量聯系起來，從供應的角度剖析對外貿易對經濟增長的影響，他關于對外貿易對經濟增長率影響的理論被稱為“供應啟動論，該理論特別強調對外貿易對生產要素供應量的影響和對勞動生產率的作用。 HelpmanKrugman198

8、5認為出口對經濟增長有單項直接的因果帶動，Chartey(1993認為經濟增長對出口有單項直接的因果帶動關系，HelpmanKrugman(1995那么認為二者互為因果關系，此外，還有學者認為出口與經濟增長之間不存在因果關系，對外貿易并沒有促進經濟增長，如Pack(1992，Helleininer(1996和Bleaney(1997。20世紀80年代以來，隨著計量經濟學理論與實踐的開展，外貿對經濟增長影響的實證研究也開始逐步開展起來。更多學者對外貿與經濟增長的研究從理論研究轉向了實證分析。 胡勇2021通過實證檢驗效勞貿易對浙江GDP增長的影響，發(fā)現浙江效勞貿易出口會促進經濟增長，進口那么會制

9、約經濟增長。白雪飛、岳金梅2007利用協整理論和Granger因果關系檢驗方法，對遼寧省對外貿易開展和經濟增長之間的關系進行定量分析。研究說明,遼寧省的對外貿易與經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的關系,對外貿易與經濟增長之間存在單項因果關系，即遼寧省對外貿易對經濟增長具有推動作用，但推動作用較弱。計量經濟模型研究：模型設定、計量經濟學檢驗1、相關數據來源于國家統(tǒng)計局和國家統(tǒng)計局發(fā)布會等 年份工程國內生產總值 出口總額 億元 199018667.82 2985.80 199121781.50 3827.10 199226923.48 4676.30 199335333.92 5284.80 199448

10、197.86 10421.80 199560793.73 12451.80 199671176.59 12576.40 199778973.03 15160.70 199884402.28 15223.60 199989677.05 16159.80 200099214.55 20634.40 2001109655.17 22024.40 2002120332.69 26947.90 2003135822.76 36287.90 2004159878.34 49103.30 2005184937.37 62648.10 2006216314.43 77594.59 2007265810.31

11、93455.63 2021314045.43 100394.94 2021340506.87 82029.69 2021397983.00 107704.99 本文選取了1990至2021年年間國內生產總值的年度數據進行分析，以得出我國對外貿易對經濟增長的影響。Y國內生產總值億元X出口總額億元為分析國內生產總值Y和出口總額X的關系，做如下圖的散點圖。從散點圖可以看出國內生產總值Y和出口總額X大體呈現為線性關系，為分析國內生產總值隨出口總額變動的數量規(guī)律性，可以建立如下簡單線性回歸模型 對被解釋變量國內生產總值和解釋變量出口進行回歸的結果：Dependent Variable: YMethod:

12、 Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 16:16Sample: 1990 2021Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-5437.5553004.022-1.8100920.0861X0.3096010.01720417.995490.0000R-squared0.944580 Mean dependent var37028.28Adjusted R-squared0.941663 S.D. dependent var35268.96S.E. of reg

13、ression8518.504 Akaike info criterion21.02826Sum squared resid1.38E+09 Schwarz criterion21.12774Log likelihood-218.7967 F-statistic323.8377Durbin-Watson stat0.705228 Prob(F-statistic)0.000000用OLS法進行回歸得到如下模型： 模型檢驗 = 1 * GB3 * MERGEFORMAT 經濟意義檢驗 如以上模型=0.309601符合經濟的一般規(guī)律，因為按照近幾年我國的對外貿易形勢來看，出口所占比重在31%左右。

14、 = 2 * GB3 * MERGEFORMAT 統(tǒng)計意義檢驗這里選取的T統(tǒng)計量進行顯著性檢驗。其值為17.99549。對于給定顯著水平=0.05，查t分布表，其臨界值，因為，所以拒絕，說明出口額對我國國內生產總值有顯著的影響。然而該模型可能存在有自相關問題。對樣本為21，一個解釋變量的模型，1%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知 ， ，模型中 ，顯然模型存在自相關，這一點從殘差圖中也可以看出。自相關問題的處理使用et進行滯后一期的自回歸Dependent Variable: ETMethod: Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 17:44Sample(adjuste

15、d): 1991 2021Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. ET(-1)0.6563590.1839863.5674410.0021R-squared0.400981 Mean dependent var-132.1892Adjusted R-squared0.400981 S.D. dependent var8495.801S.E. of regression6575.435 Akaike info criterion20.46878

16、Sum squared resid8.21E+08 Schwarz criterion20.51856Log likelihood-203.6878 Durbin-Watson stat1.515534可得回歸方程： 由式可知 ，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程 對廣義差分方程進行回歸。 廣義差分方程輸出結果Dependent Variable: Y-0.656359*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 17:55Sample(adjusted): 1991 2021Included observations: 20 after

17、adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1681.6442493.423-0.6744320.5086X-0.656359*X(-1)0.2990570.0322979.2596680.0000R-squared0.826492 Mean dependent var16746.02Adjusted R-squared0.816852 S.D. dependent var15698.11S.E. of regression6718.123 Akaike info criterion20.55764Sum

18、 squared resid8.12E+08 Schwarz criterion20.65722Log likelihood-203.5764 F-statistic85.74146Durbin-Watson stat1.559520 Prob(F-statistic)0.000000 由表可得回歸方程為 由于使用了廣義差分數據，樣本容量減少了一個，為20個，查1%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知 ，模型中 ，說明在1%顯著水平下廣義差分模型已無自相關，不必再進行迭代。同時可見，可決系數 、t 、F統(tǒng)計值也均到達理想水平。由差分方程式有 由此可得到最終的模型為 異方差檢驗White檢驗White He

19、teroskedasticity Test:F-statistic2.408005 Probability0.120012Obs*R-squared4.415116 Probability0.109969Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 18:19Sample: 1991 2021Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6352695366166726-0.96

20、01040.3505X-0.656359*X(-1)2559.4882079.8891.2305880.2352(X-0.656359*X(-1)2-0.0089870.011851-0.7583300.4586R-squared0.220756 Mean dependent var40619855Adjusted R-squared0.129080 S.D. dependent var1.11E+08S.E. of regression1.04E+08 Akaike info criterion39.89276Sum squared resid1.83E+17 Schwarz criteri

21、on40.04212Log likelihood-395.9276 F-statistic2.408005Durbin-Watson stat2.667914 Prob(F-statistic)0.120012由表可以看出， ，由White檢驗知，在比擬計算的卡方統(tǒng)計值與臨界值，因為 ，所以不應拒絕原假設，說明模型不存在異方差。單位根檢驗ADF Test Statistic-5.115530 1% Critical Value*-3.8877 5% Critical Value-3.0521 10% Critical Value-2.6672*MacKinnon critical values

22、 for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(X,3)Method: Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 16:33Sample(adjusted): 1994 2021Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(X(-1),2)-2.4135170.4

23、71802-5.1155300.0002D(X(-1),3)1.0375440.4481092.3153860.0363C6111.5712446.9572.4976210.0256R-squared0.713330 Mean dependent var1632.131Adjusted R-squared0.672377 S.D. dependent var15534.62S.E. of regression8891.761 Akaike info criterion21.18242Sum squared resid1.11E+09 Schwarz criterion21.32946Log l

24、ikelihood-177.0506 F-statistic17.41832Durbin-Watson stat1.040560 Prob(F-statistic)0.000159從檢驗結果來看，在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-3.8877 、-3.0521 、-2.6672 ，t檢驗統(tǒng)計量值為-5.115530 ，小于相應臨界值，從而拒絕原假設，說明出口總額x的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即x序列是二階單整的，XI2。采用同樣的方法，可檢驗得到Y序列也是二階單整的，即YI2。為分析國內生產總值Y和出口總額X之間是否存在協整關系，先做出兩

25、變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。接下來分析國內生產總值y和出口總額x之間是否存在協整關系，先做兩變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。以國內生產總值y為被解釋變量，出口總額x為解釋變量，用OLS回歸方法估計模型，結果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/28/13 Time: 16:16Sample: 1990 2021Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-5437.5553004.022-1.810092

26、0.0861X0.3096010.01720417.995490.0000R-squared0.944580 Mean dependent var37028.28Adjusted R-squared0.941663 S.D. dependent var35268.96S.E. of regression8518.504 Akaike info criterion21.02826Sum squared resid1.38E+09 Schwarz criterion21.12774Log likelihood-218.7967 F-statistic323.8377Durbin-Watson st

27、at0.705228 Prob(F-statistic)0.000000回歸殘差序列單位根檢驗的模型設定：ADF Test Statistic-1.867760 1% Critical Value*-2.6889 5% Critical Value-1.9592 10% Critical Value-1.6246*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(ET)Method: Lea

28、st SquaresDate: 05/28/13 Time: 19:07Sample(adjusted): 1991 2021Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. ET(-1)-0.3436410.183986-1.8677600.0773R-squared0.148040 Mean dependent var-635.8528Adjusted R-squared0.148040 S.D. dependent var7123.850S.E.

29、 of regression6575.435 Akaike info criterion20.46878Sum squared resid8.21E+08 Schwarz criterion20.51856Log likelihood-203.6878 Durbin-Watson stat1.515534在10%顯著水平下，t檢驗統(tǒng)計值為-1.867760 ，小于臨界值，從而拒絕原假設，說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明國內生產總值y和出口總額x之間存在協整關系。，這說明兩者之間有長期均衡關系。但從長期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，可以把協整回歸式中的誤差項et看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把國內生產總值的短期行為與長期行為變化聯系起來。誤差修正模型的結構如下： Dependent Variable: DYMethod: Least SquaresDate: 05/28/1