中國(guó)貨物進(jìn)出口總額影響因素,分析報(bào)告

.../XX理工學(xué)院XX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(zhuān)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)億,20XX進(jìn)出口額為11.7萬(wàn)億,到了20XX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。20XX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)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?chē)?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(guān)點(diǎn)畢玉江〔2005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(lèi)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)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。20XX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)20XX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X1、X2、X3表示。表1為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1995到2012的數(shù)據(jù)?！捕颖緮?shù)據(jù)的收集表1指標(biāo)國(guó)民總收入<億元>居民消費(fèi)水平<元>中美匯率<美元=100><元>出口總額<人民幣億元>1995年59,810.532,355835.112,451.801996年70,142.492,789831.4212,576.401997年78,060.853,002828.9815,160.701998年83,024.333,159827.9115,223.601999年88,479.163,346827.8316,159.8020XX98,000.483,632827.8420,634.4020XX108,068.203,887827.722,024.4020XX119,095.684,144827.726,947.9020XX134,976.974,475827.736,287.9020XX159,453.605,032827.6849,103.3020XX183,617.375,596819.1762,648.1020XX215,904.416,299797.1877,597.2020XX266,422.007,310760.493,563.6020XX316,030.348,430694.51100,394.9420XX340,319.959,283683.182,029.6920XX399,759.5410,522676.95107,022.8420XX468,562.3812,570645.88123,240.60資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局依據(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(xiàn)性關(guān)系。所以假設(shè)模型方程為四、對(duì)模型計(jì)算結(jié)果的分析和評(píng)價(jià)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R^2值為0.9995,可以看出該方程樣本回歸直線(xiàn)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(xiàn)性關(guān)系顯著成立。觀(guān)察β0、β1、β2、β3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)：R^2=0.9995,可以看出擬合優(yōu)度較高,通過(guò)該檢驗(yàn)。〔2F檢驗(yàn)：給定一個(gè)顯著水平=0.05,方程中F值=9612.847,對(duì)應(yīng)的P值=0,顯著則通過(guò)檢驗(yàn)。〔3T檢驗(yàn)：給定一個(gè)顯著水平=0.05,方程中X1、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)〔1異方差檢驗(yàn)：用GQ檢驗(yàn)該模型是否存在異方差。做回歸,得出下列數(shù)據(jù)：可以看出方程從回歸方程的結(jié)果中得出了R^2值為0.2294,可以看出該方程樣本回歸直線(xiàn)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(guān)察β0、β1、β2、β3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)檢驗(yàn)：在圖1中輸出的結(jié)果中顯示DW=2.03,當(dāng)顯著性水平在0.05的情況下,n=15,k=3時(shí),查表的：dl=0.95,dv=1.54.因?yàn)閐v<DW=2.03<4-dv且,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(guān)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(guān)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(guān)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)決定性的影響。需要選擇合適的政策來(lái)適應(yīng)結(jié)合經(jīng)濟(jì)規(guī)律,以便很好地引導(dǎo)中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易的良性發(fā)展和不斷地飛躍。參考文獻(xiàn)[1]黃文濤．中國(guó)進(jìn)出口商品價(jià)格關(guān)系及對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響研究[N]．XX大學(xué),2012〔05：16~33． 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