《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究》由會(huì)員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究（2頁(yè)珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究 近些年中國(guó)對(duì)外貿(mào)易中的進(jìn)口額大幅上升，拉動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)商品出口額對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也產(chǎn)生一定的影響。。如果對(duì)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展不加以控制，則會(huì)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡的狀況，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展陷入停滯。因此對(duì)于中國(guó)進(jìn)口額影響因素的分析有著深刻的現(xiàn)實(shí)意義，不僅有利于我國(guó)政府經(jīng)濟(jì)政策的制定，更有利于實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。 　　一、樣本選取及研究方法 　　選取我國(guó)1995-2014年進(jìn)口總額（IMPORT）數(shù)據(jù)，并將人民幣兌美元匯率（USD/CNH）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）設(shè)定為解釋變量，通過(guò)R軟件建立計(jì)量模型，得出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是影響中國(guó)進(jìn)口額的最

2、主要因素。 　　二、變量選擇與模型建立 　　自變量：USD/CNH：人民幣對(duì)美元匯率（美元=100）（元）、GDP：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、CPI：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100） 　　因變量：IMPORT：進(jìn)口總額（人民幣）（億元） 　　在計(jì)算中所實(shí)際采用的樣本數(shù)據(jù)為1995年到2014年間的年度數(shù)據(jù)，理論上一般回歸模型為：log（IMPORT）=β0+β1log（USD/CNH）+β2 log（GDP） +β3log（CPI） +μi 　　三、實(shí)證過(guò)程及分析 　　匯率（USD/CNH）β10，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）β3>0 　　采用log形式進(jìn)行建立三因素模型如下： 　　

3、log（IMPORT）=β0+β1log（USD/ CNH）+β2log（GDP）+β3log（CPI）+μi 　　根據(jù)R軟件顯示，該模型的SSR=0.05449，修正R^2=0.9964，可見(jiàn)，該模型有非常高的擬合優(yōu)度，而且F統(tǒng)計(jì)量為1735，也是極為顯著地。進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH系數(shù)為4.9172，為正，與前面所進(jìn)行一元線性回歸負(fù)相關(guān)相悖，而且從經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中也說(shuō)明了兩者應(yīng)為負(fù)相關(guān)，所以，這說(shuō)明模型可能存在多重共線性，因此需要進(jìn)行模型的多重共線性檢驗(yàn)。 　　（一）多重共線性檢驗(yàn) 　　1.由第（1）步簡(jiǎn)單線性回歸散點(diǎn)圖知，進(jìn)口額IMPORT與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP擬

4、合最好，因此以此作為基本方程 　　2.加入變量人民幣兌美元匯率USD/CNH后，再回歸 　　進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH本應(yīng)負(fù)相關(guān)，而上述回歸結(jié)果顯示log（USD.CNH）系數(shù)為4.06031，為顯著正相關(guān)，與經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)相悖，說(shuō)明USD.CNH、GDP存在嚴(yán)重的多重共線性關(guān)系，理論上應(yīng)予以篩除其一，下面繼續(xù)檢驗(yàn)應(yīng)篩選哪個(gè)自變量最優(yōu)。 　　3.對(duì)進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH擬合回歸 　　進(jìn)口額IMPORT與人民幣兌美元匯率USD/CNH簡(jiǎn)單回歸R^2=0.7086，明顯小于進(jìn)口額IMPORT與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP簡(jiǎn)單回歸R’^2=0.9492，而

5、且其擬合的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤明顯高于后者，所以選擇去掉自變量人民幣兌美元匯率USD/CNH。 　　4.加入居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI，對(duì)進(jìn)口額IMPORT與國(guó)民生產(chǎn)總值GDP與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI擬合回歸 　　此時(shí)，加入變量CPI后，模型R^2由原來(lái)的0.9492增加到了0.9505，增加并不明顯，卻使GDP 的P值由原來(lái)的4.26*10^（-13）增加到1.71*10（-12），而且此回歸方程中雖然R^2很大，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也很顯著，但CPI的統(tǒng)計(jì)值并不顯著（其P值為0.517），因此，為了的到最優(yōu)回歸方程，我們選擇去掉自變量CPI。 　　（二）序列相關(guān)性檢驗(yàn) 　　1.DW檢驗(yàn) 　　DW=0.33

6、697，p值顯著小于0.05，存在正相關(guān)性 　　（三）異方差檢驗(yàn) 　　1.殘差正態(tài)性檢驗(yàn) 　　P值為0.2182顯著大于0.05，不能拒絕原假設(shè)：模型的殘差服從正態(tài)分布。也即殘差正態(tài)性檢驗(yàn)通過(guò)。 　　2.作標(biāo)準(zhǔn)化殘差圖 　　由散點(diǎn)圖作初步判斷，可見(jiàn)散點(diǎn)較均勻的分布在y.ret=0附近，在-1.5—1.5間來(lái)回震蕩，初步判斷不存在異方差性。 　　3.bp異方差檢驗(yàn) 　　由p-value = 0.8865>0.05，P值較大，則不能拒絕原假設(shè)：即同方差性假設(shè)。下面用最小二乘法看看能否優(yōu)化。 　　P值為0.8865，與之前一樣，也就是說(shuō)，模型不可再優(yōu)化以達(dá)到更大的顯著性不能拒絕原假設(shè)

7、：同方差假設(shè)。 　　四、結(jié)論 　　中國(guó)商品的進(jìn)口額受到很多因素的影響，其中最主要的影響因素是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。 　　國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)進(jìn)口額具有顯著性影響，當(dāng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，進(jìn)口額平均增長(zhǎng)1.14234個(gè)百分點(diǎn)。這表明經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易起到了很大的促進(jìn)作用。事實(shí)上，在長(zhǎng)期來(lái)看，生產(chǎn)率的提高和要素供給的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這一觀點(diǎn)是符合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的，要提高生產(chǎn)率，必然會(huì)涉及到產(chǎn)業(yè)調(diào)整，規(guī)模經(jīng)濟(jì)，技術(shù)引進(jìn)等問(wèn)題，這些都必然與對(duì)外進(jìn)口有關(guān)。因此，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，即經(jīng)濟(jì)總量的增加，在一般情況下，會(huì)導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)口額的提高，這也是我們小組所建模型力圖說(shuō)明的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。 　　參考文獻(xiàn)：　　[1]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒　　[2]原博.中國(guó)進(jìn)口總額影響因素分析　　[3]何澤.影響中國(guó)進(jìn)口總額的因素分析