GDP與進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析

1、GDP與進(jìn)出口總額關(guān)系的計(jì)量分析一、引言 ：（一）選題背景及意義在經(jīng)濟(jì)意義中，進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn)國(guó)家 GDP勺增長(zhǎng)，外貿(mào)進(jìn)出口 總額與GDP是一種正相關(guān)的關(guān)系，每當(dāng)進(jìn)出口總額增加，GDR也隨之增長(zhǎng)， 可見我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)與 GDR是成正比例的。外貿(mào)進(jìn)出口總額的 變動(dòng)在很大程度上影響了 GDR的變動(dòng)，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn) GDR 的增長(zhǎng)，有利于推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額的變動(dòng)對(duì)GRD存在很大的影響。我國(guó)在貿(mào)易方面 不斷對(duì)外開放的同時(shí)， 我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長(zhǎng)， 在外貿(mào)進(jìn)出口 總額的影響下，我國(guó)GDR也呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)。可見，外貿(mào)進(jìn)出口的不 斷發(fā)展促進(jìn)了國(guó)家經(jīng)濟(jì)

2、的發(fā)展。 對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)， 為我國(guó)帶來了大量的外 匯的收入，從而促進(jìn)了我國(guó)GDR勺增長(zhǎng)，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。對(duì)外貿(mào)易 與GDR勺關(guān)系到底是怎樣，其中關(guān)系又是怎樣變化的，對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總 額的增長(zhǎng)是否真的促進(jìn)了 GDR勺增長(zhǎng)，本文就是根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)所學(xué)，對(duì) 以上問題進(jìn)行實(shí)證分析。（二）文獻(xiàn)綜述龐皓主編， 科學(xué)出版社出版的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) （第三版）為研究提供了理論依據(jù)及具體的研究方法。（三）研究?jī)?nèi)容及方法研究GDP與進(jìn)出口總額的具體關(guān)系，運(yùn)用 Eviews進(jìn)行回歸分析1、模型設(shè)定設(shè)GDP為被解釋變量Y設(shè)進(jìn)出口總額為解釋變量X數(shù)據(jù)性質(zhì)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型為 y= B 1 + B 2x+u、數(shù)據(jù)搜集年份進(jìn)出

3、口總額（X）（億元）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）（億元）1978355.436501979454.640681980570.845521981735.348981982771.353331983860.1597619841201.07226H19852066.7904019862580.41030919873084.21210219883821.81510119894156.01709019905560.11877419917225.82189619929119.627068199311271.435524199420381.948460199523499.961130199624133.8715721

4、99726967.279429199826857.784884199929896.390188200039274.299776200142193.3110270200251378.2121002200370483.5136565200495558.11607142005116921.81858962006140971.42176572007166740.22680192008179921.53167522009150648.13456292010201722.14089032011236401.94841242012239739.1534123四、參數(shù)估計(jì)Dependent Variable:

5、 YMethod: Least SquaresDate: 06/18/16 Time: 21:36Sample: 1978 2012Included observations: 35VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?C8686.1525508.4521.5768770.1244X1.9218770.06002432.018640.0000R-squared0.968815?Mean dependent var115077.1Adjusted R-squared0.967870?S.D. dependent var145004.0S.E.

6、 of regression25991.83?Akaike info criterion23.22440Sum squared residLog likelihoodF-statistic2.23E+10 ?Schwarz criterion-404.4270?Hannan-Quinn criter.1025.193 ?Durbin-Watson stat23.3132723.255080.575621Prob(F-statistic)0.000000模型估計(jì)的結(jié)果可表示為：y=8686.152+1.921877*x五、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)由于我們建立的模型只有一個(gè)解釋變量，所以多重共線性的檢驗(yàn)就沒

7、 有必要了。（一）異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic19.54207?Prob.F(2,32)0.0000Obs*R-squared19.24403?Prob.Chi-Square(2)0.0001Scaled explained SS28.05670?Prob.Chi-Square(2)0.0000Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 06/18/16 Time: 21:41Sample: 1978

8、2012Included observations: 35VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?C-1.46E+081.97E+08-0.7390460.4653XA2-0.0522970.032260-1.6211160.1148X22096.596925.0833.1908050.0032R-squared0.549829?Mean dependent var6.37E+08Adjusted R-squared0.521694?S.D. dependent var1.17E+09S.E. of regression8.09E+08?Ak

9、aike info criterion43.94350Sum squared resid2.10E+19?Schwarz criterion44.07682Log likelihood-766.0113?Hannan-Quinn criter.43.98952F-statistic19.54207?Durbin-Watson stat1.431482Prob(F-statistic)0.000003因?yàn)閚R的平方19.24403>5.9915 （那個(gè)符號(hào)實(shí)在不會(huì)輸），所以決 絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。（二）加權(quán)最小二乘法消除異方差Dependent Variable: YMethod

10、: Least SquaresDate: 06/18/16 Time: 22:16Sample: 1978 2012Included observations: 35Weighting series: 1/XA2Weight type: Inverse variance (average scaling)VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.?3106.610137.721022.557270.0000Weighted StatisticsR-squared0.939066 ?Mean dependent var4671.081Adju

11、sted R-squared0.937220 ?S.D. dependent var2809.538S.E. of regression703.7893 ?Akaike info criterion16.00628Sum squared resid?Schwarz criterion16.09516Log likelihood-278.1099 ?Hannan-Quinn criter.16.03696F-statistic508.5697 ?Durbin-Watson stat0.327210Prob(F-statistic)0.000000 ?Weighted mean dep.4671.

12、476X2.4679530.10943622.551490.0000Unweighted StatisticsR-squared0.860850 ?Mean dependent var115077.1Adjusted R-squared0.856634 ?S.D. dependent var145004.0S.E. of regression54903.91 ?Sum squared resid9.95E+10Durbin-Watson stat0.210957運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差后，參數(shù)的 t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn) 也顯著，即估計(jì)結(jié)果為Y=3106.61+2.467953xt=(22.

13、55727) (22.55149)R-squared=0.939066?Durbi n-Wats onstat=0.327210F=508.5697這說明進(jìn)出口總額每增加1億元，平均來說GDP將增加2.467953億 元，而不是之前得出的增加1.921877億元五、對(duì)模型的經(jīng)濟(jì)解釋在經(jīng)濟(jì)意義中，外貿(mào)進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)促進(jìn)國(guó)家 GDP勺增長(zhǎng)，外貿(mào)進(jìn) 出口總額與GDP是一種正相關(guān)的關(guān)系。？進(jìn)出口總額每增加1億元，平均 來說GDP將增加2.467953億元。且由以上對(duì)進(jìn)出口總額與 GDP關(guān)系的分析，可知進(jìn)出口總額與 GDP 之間存在定量的正相關(guān)關(guān)系，因此，增加進(jìn)出口總額對(duì)于我國(guó)GDF的增長(zhǎng) 是有重要意義的。在 19782012 年期間，我國(guó)在貿(mào)易方面不斷對(duì)外開放 的同時(shí)，我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口總額不斷逐年增長(zhǎng)， 在外貿(mào)進(jìn)出口總額的影響下， 我國(guó)GDP也呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)。可見，外貿(mào)進(jìn)出口的不斷發(fā)展促進(jìn)了國(guó) 家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。六、關(guān)于提高進(jìn)出口水平的一些建議？（一）堅(jiān)決清理和規(guī)范進(jìn)出口環(huán)節(jié)收費(fèi)。深入開展全國(guó)范圍內(nèi)的涉 企收費(fèi)集中 ？整治專項(xiàng)行動(dòng)。（二）保持人民幣匯率在合理均衡水平上基本穩(wěn)定。 完善人民幣匯率 市場(chǎng)化形 ？成機(jī)制，擴(kuò)大人民幣匯率雙向浮動(dòng)