宏观经济分析基础 论文 cpi gdp 人民币汇率对外贸出口的影响Word文件下载.docx

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新中国成立以后，特别是改革开放之后，出口贸易更是在中国经济的崛起与发展中占据着举足轻重的地位。

所以，有必要通过分析研究外贸出口这个对国民经济生活有着巨大影响性因素的经济活动从而对其进行把握和考量，对于出口贸易的分析，是个复杂的过程。

其中涉及国内以及国外诸多变量和不确定因素。

我国是处于社会主义初级阶段的发展中国家，资源富饶，同时我国拥有13亿人口，其中90%为农村人口，受教育程度较低，基于我国的基本国情，我国外贸出口的商品大部分是劳动密集型的初级商品，即能源，粮食，粗加工品等。

在国际出口贸易市场，主要以廉价劳动力为竞争力，从这个角度考量，首先选择了CPI变量，CPI反应的是前一段时期的经济运行情况。

其上涨表示了原材料，人力成本等的上涨，对出口产品，特别是那些以廉价劳动力为主要竞争力的产品而言，出口产品的成本将上涨，如果出口产品的价格不变，则出口企业的利润将急剧下降，外贸企业的出口积极性将收到打击，从而对整个经济体的出口量都会有较大影响。

选取的第二个变量是GDP。

近年在经济发展的过程中，我国在经济贸易方面不断对外开放，同时，我国的经济的发展状态呈效好的趋势。

对外贸易的适度增长是经济发展的重要影响因素之一，对外贸易的增长，为我国带来了大量的外汇的收入，从而促进了我国GDP的增长，促进我国经济的发展。

同时GDP的增长提升了我国整体经济实力和经济水平，又反作用出口贸易，对外贸出口起着重要的影响。

选取的第三个变量是人民币对美元汇率；

外贸对这个变量是“十分”敏感的，人民币升值，就会提高中国产品在国际市场上的的价格，加大了企业资本投入的成本，相同质量的出口产品，在国外的市场的价格将会提高，其结果是带来的是我国出口产品竞争力的下降，从而引发国内经济的不景气，不利于出口。

综合考量各个因素，决定将直接关系出口贸易的几个核心因素提炼出来，利用计量经济学的方法，对国内CPI，GDP，以及人民币对美元汇率这三个变量对中国外贸出口的影响进行考量。

并结合计量经济学技术，采用协整；

误差修正；

Granger因果关系等相关模型进行实证分析。

二、实证分析

指标、变量的选取和数据搜集（详见附录）：

综合考虑我国的出口情况，个人认为GDP、CPI和汇率的变化可能会对出口量造成显著的影响，故收集了四个变量在1978～2009年的数据作为依据。

综合以上部分的分析，实证分析将检验我国出口、GDP、CPI和汇率之间的关系，构建的计量模型如下：

In（y）=c+c2*ln（x1）+c3*ln（x2）+c4*ln（x3）

其中：

y代表外贸出口额export；

x1代表国民生产总值GDP；

x2代表消费者物价指数CPI；

x3代表人民币汇率exr；

c1、c2、c3、c4均为参数。

CPI基年为1978年此时CPI=100。

本文的中所采用的数据均是原始数值，且所有数据均来自《中国统计年鉴》、《新中国55年统计资料汇编（1949-2004）》。

模型建立过程：

1.先作包括全体解释变量的回归模型，对回归结果进行分析并检验可能存在的计量经济学问题。

原始数据中的各变量与年份关系：

模型函数：

log（出口总值）=c+c2*log（GDP）+c3*log（CPI）+c4*log（RMB对美元汇率）

即ExportCGDPCPIEXR

残差图：

2.检验是否存在多重共线性，若存在则首先解决；

其序列自相关性

自变量相关性检验

做辅助回归

log（gdp）=c+c2*log（cpi）+c3*log（exr）得R2=0.9670

log（cpi）=c+c2*log（gdp）+c3*log（exr）得R2=0.9834

log（exr）=c+c2*log（gdp）+c3*log（cpi）得R2=0.9320

由此可得，log（GDP）与log（EXR）存在显著的相关性，

删除变量Log（EXR），重新建立模型：

3.然后再处理异方差问题

由图可得P值较大，故接受原假设，即不存在异方差。

故得出最终模型为：

In（Export）=-1.3839+1.6084In（GDP）-1.5205In（CPI）

（-4.1077）（17.6052）（-6.9578）

R2=0.9903;

Rfix2=0.9896

二、

（1）.变量时间序列的平稳性检验

单位根检验的方法通常有DF检验法、PP检验法和ADF检验法（AugmentedDFTest）。

由于理论和实践上的原因，人们通常使用ADF检验法，其模型为：

模型Ⅰ（无常数项、无趋势项）△yt=（ρ-1）yt-1+

δi△yt-i+εi

（1）

模型Ⅱ（有常数项、无趋势项）△yt=β1+（ρ-1）yt-1+

δi△yt-i+εi

（2）

模型Ⅲ（有常数项、有趋势项）△yt=β1+β2t+（ρ-1）yt-1+

δi△yt-i+εi（3）

其中，{εt}为白噪声。

△表示变量的一阶差分。

原假设为H0：

ρ=1，即{yt}有一个单位根（非平稳）。

T为时间趋势因素。

若ADF值小于Mackinnon临界值,则序列是平稳的，否则是不平稳的。

单位根检验最佳滞后阶数按照AIC（AkaikeInformationCriterion）准则确定，AIC值越小，则滞后阶数越佳。

由于实际经济问题的复杂性，我们采用三种检验类型分别进行单位根检验。

（2）变量的协整关系检验

如果ADF检验结果显示变量都是非平稳的，则运用协整检验方法对这些非平稳数据进行处理。

尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但是两个或两个以上时间序列的线性组合却可能是平稳的。

从经济理论理解，说明这些经济变量存在长期均衡关系，尽管会经常偏离均衡关系，但这种偏离是暂时的和随机的。

认识经济变量的这种长期均衡关系，对于掌握经济规律、制订经济政策具有重要的现实意义。

对两个变量的协整关系检验通常可采用Engle-Granger最小二乘估计法。

设{yt}和{xt}均为I

（1）变量，首先用OLS法建立模型，进行协整回归，

Yt=β0+β1xt+μt（4）

其次对残差μt^做平稳性检验，μt^=yt-β0^-β1^xt。

若残差序列是平稳的，则{yt}和{xt}存在（1，1）阶协整关系，即存在长期均衡关系，否则就不存在协整关系。

在存在协整性的前提下，为使推断更有效，我们需要引入误差修正项，其检验模型为

△yt=

αi△yt-i+

βj△xt-j+γECt-1+εt（5）

其中，ECt为误差修正项，即协整方程中的回归残差项μt^。

在误差修正模型中，各个差分项反映了变量短期波动的影响。

被解释变量的波动可以分为两部分：

一部分是短期波动，一部分是长期均衡。

误差修正模型比普通的单方程模型更全面的反映了变量间的短期和长期的关系。

（3）变量的Granger因果关系检验

协整检验告诉我们变量之间存在长期均衡关系，但是否构成因果关系，还需要进一步检验。

如果变量X有助于预测Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能够显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的Granger因，否则称为非Granger因。

其检验模型为

yt=c+

αiyt-i+

βjxt-j+εt（6）

检验零假设为：

X是Y的非Granger因，即H0：

β1=β2=…βq=0。

由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，通常可以依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。

1.我国外贸出口、国内生产总值、居民消费价格指数的变动趋势

根据图1-6，1978-2009年，我国的外贸出口和GDP、CPI都保持持续增长趋势，其水平数据取对数后呈现线性变动趋势，而取一阶差分后则呈随机变动趋势。

图1.我国外贸出口变动图2.我国外贸出口一阶差分变动

图3.我国GDP变动图4.我国GDP一阶差分变动

图5.我国CPI变动图6.我国CPI一阶差分变动

2.我国财政收支的单位根检验

运用ADF法进行单位根检验的结果显示，我国的ln（export）、ln（gdp）、In（cpi）的原水平序列的ADF值大于Mackinnon临界值，而一阶差分以后ADF值小于Mackinnon临界值，因此，ln（export）、ln（gdp）、In（cpi）是非平稳的且是I

（1）的。

表1.我国出口、GDP、CPI的单位根检验结果

变量

水平检验结果

一阶差分检验结果

检验形式

（C，T，L）

ADF值

1%临

界值

5%临

检验

形式

-1.9529

-2.9678

-3.5684

ln（export）

ln（gdp）

In（cpi）

（0，0，2）

（C，0，2）

（C，T，1）

（C，T，0）

2.3577

0.2878

-2.7943

2.4446

-0.7266

-1.2430

1.6715

-1.2296

-0.2022

-2.6471

-3.6793

-4.2967

（0，0，1）

（C，0，1）

-1.9148

-3.1441

-3.1299

-1.1704

-3.2466

-3.1811

-2.2139

-2.9604

-3.1524

注：

检验形式（C，T，L）中，C、T、L分别代表常数项、时间趋势和滞后阶数。

3.我国出口与GDP、CPI的协整检验

根据平稳性检验，由于ln（export）、ln（gdp）、In（cpi）均为一阶单位根过程，可以由“Engle-Granger两步法”协整检验考察其协整关系或长期均衡关系。

首先对ln（tr）、ln（te）进行协整回归，T为时间趋势，得协整方程，

ln（export）=-138.0500+0.0707T+0.9926ln（gdp）-1.1318In（cpi）+μt（7）

（-1.57）（1.56）（2.45）（-3.45）

R2=0.9911A-R2=0.9901DW=0.7153F=1036.904

模型（7）的回归系数都非常显著。

因此，我国外贸出口和GDP、CPI之间存在长期均衡的协整关系。

根据协整模型（7），长期内，我国GDP每变动1%，EXPORT将同方向变动0.9926%，CIP每变动1%，EXPORT将反方向变动1.1318%。

我国的外贸出口增长和GDP增长之间具备显著的正相关性，与CPI之间具备显著的负相关性。

根据Granger定理，两个具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达形式存在。

用e表示模型（7）中的残差序列，根据反复尝试和剔除，建立误差修正模型如下，

△ln（tr）=-0.375△ln（exp（-1））+1.333△ln（gdp）-0.80△ln（gdp（-1）

（1.919）（2.358）（-1.159）

-0.37△ln（cpi））+0.42△ln（cpi（-1））+μt（8）

（-0.627）（0.613）

R2=0.9501,A-R2=0.9468,DW=1.7807,S.E.=0.0329

正态性检验结果见图5，符合正态分布。

图5.正态性检验结果图

因此，该模型稳定，不存在模型设定偏误，拟合效果良好（见图6）。

图6.误差修正模型

（2）的实际值、拟合值和残差图

根据误差修正模型（8），短期内，我国外贸出口与GDP之间具备显著的正相关性，与CPI之间具备显著的负相关性。

从误差修正项的估计系数（-0.9150）来看，调整方向符合误差修正机制，调整力度较大，可以保持我国外贸出口与GDP、CPI的协整关系，自动地调整其长期均衡关系。

4.我国财政收入与财政支出的Granger因果关系检验

根据协整关系检验结果，由于我国的ln（export）、ln（gdp）、In（cpi）均为I

（1）过程并具有协整关系，故可对其进行Granger因果关系检验。

检验结果见表2。

表2.我国出口与GDP、CPI的Granger因果关系检验结果

零假设

滞后阶数

1

2

3

4

F值

概率

1.ln（gdp）不是ln（export）的Granger因

2.ln（export）不是ln（gdp）的Granger因

3.ln（cpi）不是ln（export）的Granger因

4.ln（export）不是ln（cpi）的Granger因

5.ln（cpi）不是ln（gdp）的Granger因

6.ln（gdp）不是ln（cpi）的Granger因

1.0467

0.3874

0.1754

0.0578

1.0499

0.0035

0.3150

0.5387

0.6786

0.8117

0.3143

0.9530

0.9465

0.2302

0.4516

0.5269

4.8978

9.9020

0.4016

0.7960

0.6417

0.5968

0.0160

0.0007

0.8131

1.1557

0.5747

0.8394

2.4461

5.8611

0.5002

0.3490

0.6377

0.4868

0.0908

0.0042

1.0471

0.5160

0.5414

0.8090

1.2466

5.9870

0.4093

0.7248

0.7072

0.5348

0.3250

0.0027

Granger因果关系检验结果显示，gdp是export的非Granger因,export是gdp的非Granger因,cpi是export的非Granger因,export是cpi的非Granger因,cpi是gdp的非Granger因,gdp是cpi的非Granger因。

我国的GDP、CPI不是外贸出口的决定因素，GDP、CPI增长不显著影响外贸出口增长；

GDP、CPI不是外贸出口的决定因素，外贸出口增长也不显著影响GDP、CPI增长。

三、结论与政策含义

由t值和R2值以及修正后的R2值可得该模型各变量系数显著并已经很大程度地解释了出口变化。

出口对GDP、CPI的弹性分别为1.6084、-1.5205，即GDP每上升1%，出口增加1.6084%，CPI每上升1%，出口减少1.5205%,。

由此可见我国的出口对GDP和CPI都是富有弹性的，对这和我国出口外向型经济的现状是吻合的。

模型与实际数据也是大体一致的。

生产总值（GDP）从使用的角度看，由最终消费支出、资本形成总额和净出口三部分组成。

最终消费支出反映消费需求，包括居民消费支出和政府消费支出；

资本形成总额反映投资需求，包括固定资本形成总额和存货增加;

货物和服务的净出口额反映净出口需求，即出口的货物和服务与进口的货物和服务的差额。

消费、投资和净出口“三大需求”的共同作用决定了地区经济增长的态势。

投资、消费和净出口总量及结构变动直接影响经济增长。

改革开放至今，我国经济建设经历了“六五”到“十五”五个五年计划时期，“十一五”时期已过半，消费需求、投资需求、净出口需求总量不断扩张。

消费需求和投资需求并驾齐驱，共同构成地区生产总值的使用主体，净出口由“六五”时期的净流入到“九五”时期转为净流出。

“十五”时期，我国经济发展步入增长速度加快、增长波动幅度减小的新一轮增长期，GDP年均增长10.7％，经济增长稳定性显著增强。

这一时期，全国更加注重完善投资稳定增长的内在机制，特别是实施项目带动战略，加大对农业、先进制造业和现代服务业的投入，鼓励民间资本投资，整个投资出现恢复性增长、快速扩张、结构优化的趋势，投资需求再次进入了一个快速增长时期，资本形成总额年均增长12.3％，高于GDP增幅1.6个百分点，对GDP的贡献率由2000年的31.7％提高到2005年的62.5％。

同期，市场消费在住房、汽车、高档电器及旅游、交通、通讯等新兴消费热点的推动下，社会消费品零售总额年均增长12.2％，高于GDP增速1.5个百分点。

但由于投资不断扩大，消费率由2000年的54.4％下降到2005年的50.2％，消费需求对经济增长的拉动作用又开始趋弱，对GDP增长的贡献率由2000年的54.4％下降到2005年的36.0％。

同时，随着对外贸易的稳定发展，结构调整力度加大，货物和服务净出口在GDP中的占比趋于稳定，对经济增长的拉动作用有所回落。

当前三大需求中出口对经济增长拉动力居首位，消费次之。

但由于净出口在我国GDP中的比重小，2007年净出口对GDP的贡献率仅为0.5％，而且近几年，外贸出口受原材料价格上涨、用工成本上涨、出口退税率下调、美国次贷危机、反倾销等因素影响，不确定因素和出口风险加大。

因此，从我国当前实际出发，要保持经济快速增长，经济工作应着力于扩大消费需求，转变经济增长方式，调整和优化经济结构，构建消费、投资、出口协调拉动经济增长的长效机制。

今年10月12日，中国社会科学院在京发布《中国经济形势分析与预测》报告，预测今年全年GDP增速同比将增9.9%，并且在保持政策力度相对稳定的条件下，预计2011年经济增速可达10%左右。

不过，受多种因素影响，全年投资将明显回落；

四季度出口也将大幅回落，净出口对经济增长仍旧为负贡献。

　　报告表示，2010年4月以来，一系列针对高房价的调控措施对房地产开发投资形成了较大压力，加之扩张性财政政策的效力逐步减弱减缓了固定资产投资的增长速度，因而预测2010年全社会固定资产投资实际增长率仅为19.5%，比2009年低13.8个百分点。

　　出口方面，虽然2010年上半年全球经济呈现全面复苏态势，但进入下半年，美国经济开始呈现下滑迹象，加之受人民币升值等因素影响，中国外贸出口持续回升的势头将有所放缓，四季度预计将出现较大幅度回落，预计全年出口增长达27.3%，并预计全年进口同比增速为35.7%，全年顺差1650亿美元，净出口对经济增长的贡献仍旧为负。

2011年世界经济状况并不乐观，受此影响，中国2011年外需将明显下降，从而可能导致中国经济的总需求不足。

根据模型得出的结论，出口对GDP的弹性大于对CPI的弹性，充分说明了我国消费对GDP的贡献不足。

所以要把扩大消费需求作为当前和今后一段时间经济工作的着力点，逐步提高城乡居民消费能力，增强消费对经济增长的拉动作用，转变贸易发展方式，促进对外贸易持续平稳发展，统筹“三大需求”，促进协调发展，处理投资、消费和进出口的关系，实现投资、消费、净出口共同拉动型经济增长。

而良好的消费环境是扩大消费需求的重要前提。

为此，必须深化消费领域的改革，完善消费政策，优化消费环境。

一是加快清理和修订不利于消费结构升级的法律法规和政策，完善信贷消费政策，加快社会信用体系建设步伐，进一步扩大信贷消费的规模和领域；

二是以改善民生为重点，进一步优化财政支出结构，增加财政对城乡公共产品和服务的投资，特别是要要加强对农村生产和生活环境的改善；

三是加大市场秩序的整顿和规范力度，努力为城乡居民创造健康安全的消费环境；

四是进一步加强和改善宏观调控，稳定物价，培育新的消费热点，推动消费结构升级。

我们知道在1989年国家的财政和货币政策的调控导致经济下滑之后，CPI指标却在1989年达到当时的最高值,之后于1990年才有一个急速的滑落。

可以看得出90年代初期经济的飞速发展并没有抑制住物价的飙升。

这一阶段以全国各地的房地产热为代表的经济现象在CPI数据中反映的淋漓尽致，也客观上导致了94-97年的“软着陆”。

经济下降的幅度不太大，而物价的回归理性非常的迅速。

这种状况在98年开始偏离了正轨，出现了“超调”迹象——商品总需求不足,宏观经济运行出现总需求小于总供给,许多企业产品库存积压,资源闲置,物价经历了1998到2001年的严重的通货紧缩期（同期CPI指数在前两年出现负增长,后两年也仅为0.4%和0.7%）。

进入到21世纪之后，中国的外向型经济的特色逐渐显露了出来。

国外需求在很大程度上刺激了国内的生产。

在2003-2007年的经济扩张期中，CPI指数保持了稳中有升的良好态势，从2003年1.2%增加到2007年4.8%。

这一时期呈现出需求导向型的温和通胀状态,消费、投资、净出口三驾马车拉动经济持续快速的增长。

附录

原始数据：

年份

GDP

CPI

汇率

出口额

1978

3645.2

100

1.5771

97.5

1979

4062.6

101.9

1.4962

136.6

1980

4545.6

109.5

1.5303

181.2

1981

4891.6

112.2

1.7051

220.1

1982

5323.4

114.4

1.8926

223.2

1983

5962.7

116.7

1.9757

222.3

1984

7208.1

119.9

2.327