“計量經(jīng)濟學”中國貿(mào)易出口額影響因素的實證分析

學號09050239班級09金融學2班計量經(jīng)濟學期末課程設計南京審計學院2009級金融學院題目：中國出口貿(mào)易額影響因素的實證分析學生姓名二_學號_專業(yè)班級2011年12月8日——#—中國貿(mào)易出口額影響因素的實證分析摘要：出口作為拉動中國經(jīng)濟的“三駕馬車”之一，其發(fā)揮的作用越來越大，中國每年出口額不斷增加更是對世界經(jīng)濟做出了巨大貢獻。我國加入WTO也對我國的出口貿(mào)易格局產(chǎn)生巨大的沖擊和影響，現(xiàn)在它使我國的出口在應對還未完全消除的金融危機帶來的負面影響的同時，又面臨著新的增長契機和挑戰(zhàn)。因此，在這一特殊的經(jīng)濟背景下研究我國出口的影響因素，分析它們對我國出口不同的影響和作用，對促進我國外貿(mào)出口和我國國民經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義和理論意義。本文采用經(jīng)濟增長模型和多元線性回歸分析方法對1980?2008年中國貿(mào)易出口額因素進行研究，分析了人民幣對美元匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值、外國直接投資的影響，建立計量模型，尋求這些變量與中國貿(mào)易出口額的數(shù)量關系，進行定量分析，對模型進行檢驗。關鍵詞：出口額、匯率、GDP、FDI、實證分析一、文獻綜述（一）近年中國出口貿(mào)易概要從改革開放以來，中國對外貿(mào)易迅猛發(fā)展。1980年，中國出口額僅為182.7億美元，到2008年已經(jīng)達到14285億美元，從當期價格看增長了33倍，出口貿(mào)易總額以16.5%平均速度增長，超過了同期國民生產(chǎn)總值GDP的年平均增長率。1997年我國一躍成為世界十大出口貿(mào)易國之一，2007年我國出口額占世界出口總額的比重提高到8.8%，世界排名躍居到第二位，如今已躍居世界第一，出口到歐盟、美國和日本地區(qū)的貿(mào)易額位居前三。（二）各影響因素分析1、人民幣對兌美元匯率的影響：這里主要從其一般性的原理和政策性方面加以闡述，一般情況下，如果人民幣對外升值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將上升，這將會削弱中國產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力，導致出口減少，出口總額下降。反之，如果人民幣對外貶值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將下降，這樣就能增強中國產(chǎn)品的競爭力，使得出口增加，出口總額上升。1994年實施的匯率并軌，國內(nèi)銀行掛牌的美元兌人民幣的年平均匯率從1993年的5.7620元驟升至8.6187元,人民幣大幅度的貶值對出口產(chǎn)生巨大影響，使外貿(mào)依存度一度高達46.6%。2007年之前，人民幣持續(xù)貶值給了國內(nèi)廠商出口商的便利，使得出口的產(chǎn)品在國際市場上有著一定的價格成本優(yōu)勢，但匯率的持續(xù)穩(wěn)定以及今年人民幣的升值造成了出口的一定影響。政策因素通過對匯率的影響對進出口總額起間接影響作用。，根據(jù)通貨膨脹率、出口換匯成本和國際收支平衡情況，人民幣的官方匯率不斷下調，匯率杠桿開始對進出口產(chǎn)生一定的調節(jié)作用。進入2008年以后匯率的穩(wěn)定使得匯率對出口的影響逐漸變小。2、GDP的影響：新古典經(jīng)濟學家得出口導向經(jīng)濟理論認為現(xiàn)實經(jīng)濟系統(tǒng)存著由出口到經(jīng)濟增長的因果關系，其理由如下：出口貿(mào)易可以使各國按比較利益分工，實現(xiàn)資源在國際間的有效配置，從而增加產(chǎn)出。出口貿(mào)易可是本國的閑置資源得以利用，從而使產(chǎn)出增加。但另一方面，也有部分經(jīng)濟學家認為，存在著由經(jīng)濟增長到出口的因果關系。因為生產(chǎn)率越高，越能降低生產(chǎn)成本，進而促進出口。技術創(chuàng)新可以提高生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長，從而增強出口品的國際競爭力。如果國內(nèi)生產(chǎn)比國內(nèi)需求增長得快，則廠商必然會向國外出售其產(chǎn)品。一國進出貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的最有效的指標就是GDP。國民經(jīng)濟越發(fā)達，與國外的聯(lián)系也會越緊密，從而推動國家進出口貿(mào)易的發(fā)展。我國改革開放以來，經(jīng)濟迅猛發(fā)展，經(jīng)濟實力不斷增強，GDP已經(jīng)躍居世界第二位，與此同時，出口貿(mào)易也發(fā)展迅速。3、外國直接投資的影響：一直以來我國都是人口大國，勞動力資源豐富，但資本卻一直都匱乏。80年代中后期，我國提出并實施了沿海發(fā)展戰(zhàn)略，大力引進外資，承接了周邊發(fā)達國家、新興工業(yè)化國家和

地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，勞動力密集型加工出口產(chǎn)業(yè)得以迅速擴張，增強了出口供給能力和出口產(chǎn)品的競爭力。自20世紀90年代以來,我國對外貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易獲得了迅速的發(fā)展。然而,從外貿(mào)增長的來源看,近年來我國對外貿(mào)易的迅速擴張主要是依靠外商投資企業(yè)來推動的。從1992年到2002年,我國外貿(mào)出口額增長的63.4%是依靠外商投資企業(yè)實現(xiàn)的。此外，外商在華將建立更多的出口加工型企業(yè)。入世后中國的出口商品可充分享受最惠國待遇和國民待遇，可獲得大幅度減讓關稅及取消非關稅壁壘的好處，從而獲得了更加廣闊的貿(mào)易發(fā)展空間，將帶動國內(nèi)加工工業(yè)的更快發(fā)展，而這對擴大利用外資特別有利。外商會利用中國的區(qū)位和勞動力等優(yōu)勢，在中國投資設廠和建立加工基地，組建營銷網(wǎng)絡，把在中國的企業(yè)作為跨國公司全球生產(chǎn)與銷售網(wǎng)絡中的重要一環(huán)，作為其價值增值鏈的一部分。外商投資企業(yè)對中國有形商品出口的貢獻率將從1999年的45.47％提高到2010年的60％以上。同時，外資對中國服務出口也將發(fā)揮重要的推動作用。因此，在建立模型的時候我將這一對我國出口產(chǎn)生重大影響的因素引入進來。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立（一）數(shù)據(jù)收集表2.1中國貿(mào)易出口額的影響因素模型時間序列表年份出口額Y（億美元）人民幣對美元匯率X1GDPX2FDI（外國直接投資）X31980182.71.49845463.541981220.11.70548923.541982223.21.89353233.541983222.31.97659639.21984261.42.32720814.21985273.52.937901619.61986309.43.4531027522.41987394.43.7221205923.11988475.23.7221504331.91989525.43.7651699233.91990620.94.7831866834.91991719.15.3232178143.71992849.45.51626923110.11993917.45.76235334275.219941210.18.61948198337.719951487.88.35160794375.219961510.58.31471177417.319971827.98.2978973452.619981837.18.27984402454.619991949.38.27889677403.2200024928.27999215407.2200126618.277109655468.820023255.78.277120333527.420034382.38.277135823535.120045933.68.277159878586.46200576208.0702184937603.2520069690.87.8087216314630.212007121807.3046265810747.68

2008142856.8009314045923.95資料來源：中國統(tǒng)計年鑒（1980?2008）。（二）模型設計為了具體分析各要素對我國出口額影響的大小，我們可以用出口額（y）作為出口貿(mào)易額的代表，；用人民幣對美元匯率（xl）衡量匯率影響的大小；用GDP（x2）衡量國內(nèi)生產(chǎn)總值對出口的作用；用外國直接投資（x3）代表FDI對貿(mào)易出口額的影響。運用這些數(shù)據(jù)進行回歸分析。采用的模型如下：y=B+Bxl+px2+p4X3+U其中，y代表出口額，xl代表人民幣對美元匯率,，x2代表GDP，x3代表外國直接投資，u代表隨機1擾動項。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國經(jīng)濟增長的變動關系。三、模型估計和檢驗（一）模型初始估計表3.1模型初始估計結果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/07/11Time:15:57Sample:19802008Includedobservations:29VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C298.2249278.10621.0723420.2938X1-154.452677.45613-1.9940650.0572X20.0617260.00412114.979330.0000X3-4.9111061.710897-2.8704870.0082R-squared0.989391Meandependentvar2707.500AdjustedR-squared0.988118S.D.dependentvar3732.697S.E.ofregression406.8836Akaikeinfocriterion14.98237Sumsquaredresid4138857.Schwarzcriterion15.17097Loglikelihood-213.2444F-statistic777.1587Durbin-Watsonstat0.297296Prob(F-statistic)0.000000二）多重共線性檢驗表3.2相關系數(shù)矩陣X3X2X1X310.9423175977760.818627342052X20.94231759777610.628374208108X10.8186273420520.6283742081081根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關。通過采用剔除變量法，多重共線性的修正結果如下：剔除XI。.表3.2相關系數(shù)矩陣變量X1X2X3參數(shù)估計值673.49970.04361911.71677

t統(tǒng)計量2.74269822.822698.545228R20.2178990.9507190.730056F統(tǒng)計量7.522394520.875173.02092對R2進行排序，可見X2為最主要的影響因素，其次為X3XI表3.3修正多重共線性后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/07/11Time:16:09Sample:19802008Includedobservations:29VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-207.5609120.3990-1.7239420.0966X20.0678390.00290723.340460.0000X3-7.8787930.890945-8.8431850.0000R-squared0.987704Meandependentvar2707.500AdjustedR-squared0.986758S.D.dependentvar3732.697S.E.ofregression429.5414Akaikeinfocriterion15.06101Sumsquaredresid4797150.Schwarzcriterion15.20245Loglikelihood-215.3847F-statistic1044.215Durbin-Watsonstat0.382232Prob(F-statistic)0.000000三)異方差檢驗表3.4ARCH檢驗ARCHTest:F-statistic15.28898Probability0.000591Obs*R-squared10.36818Probability0.001282TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:12/07/11Time:16:14Sample(adjusted):19812008Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C71956.8447561.361.5129260.1424RESIDA2(-1)0.6050680.1547443.9101120.0006R-squared0.370292Meandependentvar170896.6AdjustedR-squared0.346072S.D.dependentvar263520.6S.E.ofregression213098.0Akaikeinfocriterion27.44564Sumsquaredresid1.18E+12Schwarzcriterion27.54080Loglikelihood-382.2390F-statistic15.28898Durbin-Watsonstat1.613989Prob(F-statistic)0.000591從上表可以得到數(shù)據(jù)：(n-p)R2=9.998，查表得X2(p)=5.9915,(n-p)R2=9.998〉x2(p)=5.9915，則0.050.05拒絕原假設，存在異方差。對異方差的修正：權數(shù)用l/resid"2修正如下：表3.5異方差修正檢驗ARCHTest:F-statistic0.035715Probability0.851573Obs*R-squared0.038409Probability0.844623TestEquation:DependentVariable:STDRESIDA2Method:LeastSquaresDate:12/07/11Time:21:48Sample(adjusted):19812008Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.0039580.0039581.0000090.3265STDRESIDA2(-1)-0.0370370.195982-0.1889840.8516R-squared0.001372Meandependentvar0.003816AdjustedR-squared-0.037037S.D.dependentvar0.020194S.E.ofregression0.020565Akaikeinfocriterion-4.861715Sumsquaredresid0.010996Schwarzcriterion-4.766557Loglikelihood70.06401F-statistic0.035715Durbin-Watsonstat2.002849Prob(F-statistic)0.851573修正完成，無異方差不存在。四）序列相關檢驗已知：DW=0.382232，查表得dL=1.328,dU=1.476。由此可知，存在相關性。表3.6修正序列相關后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/07/11Time:21:48Sample:19802008Includedobservations:29Weightingseries:1/RESIDA2VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-213.91906.766985-31.612160.0000X20.0682500.00188136.287400.0000X3-7.9438690.562479-14.122960.0000WeightedStatistics

R-squared0.999992Meandependentvar405.1527AdjustedR-squared0.999992S.D.dependentvar1605.920S.E.ofregression4.617124Akaikeinfocriterion5.995118Sumsquaredresid554.2637Schwarzcriterion6.136563Loglikelihood-83.92922F-statistic114442.7Durbin-Watsonstat1.346390Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.987676Meandependentvar2707.500AdjustedR-squared0.986728S.D.dependentvar3732.697S.E.ofregression430.0244Sumsquaredresid4807946.Durbin-Watsonstat0.383213修正后的DW=1.346390。進行自相關檢驗，Q統(tǒng)計量的下圖?！鮝te:12/07/11Time:22:15Sample:19802008Includedobservations:29AutocorrelationPartialCorrelationACPACQ-StatPr&b111110.7850.78519.7770.000111120.451-042926.5560.0001111匚130.113-0.18026.9970.0001匚11■14-0.172-0.15128.0570.00011115-0.451-0..39935.6700.000111116-U.bl/-U..U/fbU.bZSJU.UU0111111-0.5920..09264.8740.0001118-0.428-0.02172.7160.0001匚11119-0.19&0..0G674.4380.00011111100.031-0..03774.4830.0001□1iLZ1110.172-0.26975.9670.0001■1i匚1120.222-0.13478.5800.000通過上圖可以看出，修正后存在一階自相關。修正：加入ar（1）Date:12/07/11Time:22:14Sample:19812008Includedobservations:28Q-statisticprobabilitiesadjustedfor1ARMAterm(s)AutocorrelationPartialCorrelationACPACQ-StatProb■I匚IiEII匚I|匚II匚IIII||II匚II匚IIJII匚II匚II[I:II,l0.4790.4797.12540.2720.0569.51450.0020.108-0.0549.90480.0070.092-0.17810.1990.0170.183-0.10011.4230.0220.298-0.17814.8230.0110.270-0.03617.7350.0070.347-0.220227980.0020.1610.11323.9390.0020.139-0.134248370.0030.0430.022249280.0050.073-0.01026.2110.008再次迭代□ate:12/07/11Time:22:12Sample:19822008Includedobservations:27Q-statisticprobabilitiesadjustedfor2ARMAtermfs}AutocorrelationPartialCorrelationACPACQ-StatProb|匚11匚11-0.261-0.261IZl111120.1280.0G62.6666IZU11||30.2460.3174.6433I匚11114-0..210-0.0976.0489I111匚150.027-0.1496.0746I111匚16-0..059-0.1366.20521111110..0030.090S.20561匚11匚13-0.227-0.2118.32271111匚19-0..028-0.1688.3560|L11匚110-0..096-0.1398.7826|L111111-0..0870.0309.1655|匸11匚112-0..103-0.1779.71400.0330.0490.1080.1840.2S70.2150.3020.3610.4230.466修正完成，不存在自相關。表3.7Granger因果檢驗PairwiseGrangerCausalityTestsDate:12/07/11Time:22:19Sample:19802008Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX2275.114900.01499X2doesnotGrangerCauseY4.144530.02968X3doesnotGrangerCauseX2272.021490.15633X2doesnotGrangerCauseX35.752110.00978X3doesnotGrangerCauseY270.917680.41420（五）Granger因果檢驗YdoesnotGrangerCauseX34.810530.01849從上表可以看出：Pro(x2)小于0.1,Pro(x3)大于0.1；說明X1是產(chǎn)生出口額的Granger的原因，X2不是產(chǎn)生出口額的Granger的原因。(六)顯著性和擬合優(yōu)度檢驗表3.6反映了模型的最終形式。X1和X的t檢驗都通過。F統(tǒng)計量值為114442.7，F(xiàn)檢驗通過。對于F=1044.215>F(2,26)=3.37(顯著性水平為0.05),表明模型從整體上看我國經(jīng)濟增長與各解釋變量之間線性關系顯著。修正的擬合優(yōu)度量為0.986728，擬合程度很好。四、結論分析和政策建議(一)主要結論1、匯率對中國今年來的出口影響因素較小由于中國產(chǎn)業(yè)結構的調整，從改革開放初期出口原材料和附加值低的產(chǎn)品，逐漸轉變?yōu)槌隹谳^高附加值的產(chǎn)品，逐漸擺脫了依靠低成本的單一優(yōu)勢。2、GDP對出口影響較大由于中國經(jīng)濟的持續(xù)高速增長，GDP反作用于出口的特征顯得十分明顯，沒有強大的經(jīng)濟實體總量作為依靠，很難有大規(guī)模的投資和貿(mào)易，正是GDP的反作用，中國的出口額才會如此快速的增長。3、外國直接投資的影響顯著FDI是中國對外出口的重要組成部分，也正是外資的進入拉動了對外出口貿(mào)易，在相當長一段時期外企的出口占據(jù)了中國出口額的半壁江山，但隨著入世以后，國內(nèi)企業(yè)春筍般涌現(xiàn)，中國出口額也呈現(xiàn)出飛速增長之勢。(二)政策建議1、繼續(xù)