中国进出口相关因素的数量与实证分析大学毕业设计论文Word文件下载.docx
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14.2
103.1
1985
696
2.9366
19.6
205.2
1986
738.5
3.4528
22.4
151.6
1987
826.5
3.7221
23.1
142.4
1988
1027.8
31.9
155
1989
1116.8
3.7651
33.9
181.5
1990
1154.4
4.7832
34.9
159
1991
1357
5.3233
43.7
187.3
1992
1655.3
5.5146
110.1
212.8
1993
1957
5.762
275.2
256.5
1994
2366.2
8.6187
337.7
272.7
1995
2808.6
8.351
375.2
291.8
1996
2898.8
3.3142
417.3
301.8
1997
3251.6
8.2898
452.6
319.5
1998
3239.5
8.2791
454.6
313
1999
3606.3
8.2783
403.2
562.2
2000
4743
8.2784
407.2
750.5
2001
5096.5
8.277
468.8
840.6
2002
6207.7
527.4
705
设模型的函数形式为:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ
(1)、运用OLS估计方法对上式中的参数进行估计,结果如下:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
11/22/04Time:
21:
27
Sample:
19832002
Includedobservations:
20
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
77.44442
242.5923
0.319237
0.7537
12.51885
62.56311
0.200100
0.8439
3.806575
0.837710
4.544026
0.0003
4.179271
0.589401
7.090707
0.0000
R-squared
0.961760
Meandependentvar
2285.960
AdjustedR-squared
0.954590
S.D.dependentvar
1665.343
S.E.ofregression
354.8802
Akaikeinfocriterion
14.75829
Sumsquaredresid
2015040.
Schwarzcriterion
14.95744
Loglikelihood
-143.5829
F-statistic
134.1352
Durbin-Watsonstat
1.520587
Prob(F-statistic)
0.000000
(表1)
模型为:
Y^=77.44442+12.51885X1+3.806575X2+4.179271X3
Se=242.592362.563110.837710.589401
t=0.3192370.20014.5440267.090707
R2=0.96176F=134.1352n=20
(2)各种检验与修正:
①多重共线性检验与修正:
运用综合判断方法进行检验:
因为R2很大,F值也很大,而t值比较小,则说明模型存在多重共线性。
运用逐步回归法对模型进行修正,由回归结果可以看出,X1对Y的影响并不显著,删除X1以后进一步回归,估计结果为:
36
117.4947
133.1508
0.882418
0.3899
3.912997
0.628686
6.224090
4.202279
0.561518
7.483783
0.961664
0.957154
344.7149
14.66079
2020082.
14.81015
-143.6079
213.2231
1.536288
(表2)
新模型为:
Y^=117.4947+3.912997X2+4.202279X3
Se=133.15080.6286860.561518
t=0.8824186.224097.483783
R2=0.961664F=213.2231n=20
由上式可见,模型的统计检验效果均有较大改善。
②、异方差性检验与修正:
运用图示法进行检验:
E2与X2相关关系散点图如下:
E2与X3相关关系散点图如下:
由上图可见,模型的随机误差项不存在异方差性。
③自相关性检验与修正:
运用图示法进行检验:
由上图可看出,残差e不呈线形自回归,表明随机误差可能不存在自相关。
下面我们用DW检验:
由表2可得,DW=1.5363,给定显著性水平α=0.05,查Durbin-Watson表,n=20,k(解释变量个数)=2,得下限临界值dL=1.1,上限临界值dU=1.537。
因为dL<
DW值<
dU,所以根据判定区域知,无法确定随机误差项是否存在自相关性。
综合以上两种检验结果可知,模型随机误差项不存在自相关性。
二、实证分析
我们就美元兑人民币汇率、外商直接投资、关税收入对进出口总额的影响进行实证分析。
(1)、外商直接投资
外商直接投资对东道国(主要指发展中国家)对外贸易的促进作用主要表现在三个方面:
一使东道国迅速进入全球分工体系,利用东道国的资源优势促进出口增长,以换取本国发展所需的外汇。
二是提升东道国的出口结构,由初级产品出口向工业制成品出口转变。
三是提升进口商品结构,由消费型进口转变为生产型进口。
就目前而言,我国进出口贸易的增长与外商直接投资密切相关。
它对我国进出口之所以有这么大的促进作用,主要有以下几个方面的原因:
第一,我国在相当长的时期内,对外资企业实行的是出口导向型政策,许多外资企业的产品必须全部返销国际市场,不得进入国内市场。
第二,来自港澳台的中小投资者选择在祖国大陆投资设厂,看中的是优惠的引资政策、廉价劳动力和大陆的资源禀赋等因素,以降低生产成本,增加产品的国际市场竞争力。
许多早期投资设厂的最初目标就是国际市场而不是国内市场。
第三,外商对国外市场更了解,在营销手段、分销渠道等方面相对国内企业而言具有优势。
特别当一些西方国家对我国国有企业采取外贸歧视政策时,外资企业在出口方面的优势就更为突出了。
由此可见,外商直接投资对我国进出口的促进作用有着深刻的历史背景,因此当历史条件发生变化时,这种影响也将发生变化。
众所周知,由于我国对外商投资企业主要执行的是以出口为主和进口替代政策,使我国外商投资企业具有了较强的外向性,成为了我国对外贸易的重要力量,对促进我国进出口增长发挥了重要作用。
所以,利用外资,积极发展外商投资企业已成为改革开放以来我国扩大对外贸易,提高国际市场竞争力的重要方式和不可或缺的带动因素。
我们可从下表中外商投资企业的出口额占全国出口额的比重从1980年的0.05%上升到1997年的41%看出外商直接投资,特别是上一年外商累计直接投资额,与出口额之间存在较高的正相关关系,说明了外商直接投资对我国出口有着重要的促进作用。
具体数据见表3:
(资料来源:
《世界经济》,外商直接投资对中国进出口影响的相关分析,作者:
杨迤)
所以,我国需要寻求探索积极的发展对策,利用财政、金融等宏观调控手段,协调利益、理顺关系,引导外商投资企业在我国能有一个健康、有序的运作和蓬勃的发展,从而最大限度地发挥外商投资企业对我国进出口贸易发展的带动作用。
(2)关税收入
在经济全球化时代,关税的地位与作用非常重要。
关税被WTO视为合法的调控和保护手段,而非关税措施受到WTO严格的限制,数量限制被WTO视为非法,这就凸现了关税政策的重要性。
WTO成员国都充分运用关税政策促进本国经济发展。
征收关税是一种增加国家财政收入的措施,同时也是调节一国进出口贸易的重要措施。
许多国家都是通过低税、免税和退税来鼓励商品的出口,通过提高或降低税率来调节商品的进口。
自1978年中国共产党第十一届三中全会确定“改革开放”为我国的基本国策以来,我国在对外贸易领域,实行以降低关税扩大进出口的贸易政策,实际关税水平由1979年的12.28%下降到目前的3.08%。
(注:
实际关税水平是有说服力的,也是对国际贸易有实质影响的关税水平。
如果用名义关税来衡量,我国目前的关税水平仍在12.7%,不能反映真实的贸易状况。
)实际关税水平的大幅度下降,有利于对外贸易的发展。
1978年我国进出口贸易总额为206亿美元,2001年超过5098亿美元,年平均名义增长速度为15%,同期GDP的名义增长速度为15.3%,对外贸易与经济发展保持同步,对经济增长的贡献非常明显。
我国是一个发展中国家,作为WTO成员国,关税水平偏高。
因而,中国的关税政策一直是WTO及其成员国关注的焦点。
为了能尽快的融入国际社会和增强国际竞争力,中国政府已经开始制定相关政策并逐步调整自主降低关税税率以促进进出口贸易的发展。
(3)、美元兑人民币汇率
由数量
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