計量經(jīng)濟學課程設(shè)計

1、計量經(jīng)濟學期末課程設(shè)計云南大學滇池學院2008級 經(jīng)濟系金融（三）姓名： 學號： 魯志娟 20082122106題目：我國服務(wù)貿(mào)易競爭力影響因素的實證分析我國服務(wù)貿(mào)易競爭力影響因素實證分析摘要：服務(wù)貿(mào)易對以郭經(jīng)濟增長的作用日益重要，一定程度上決定了一國國際貿(mào)易在國際貿(mào)易在國際市場的競爭力。本文分析了服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響因素，并對這些影響因素與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系進行了實證檢驗，在此基礎(chǔ)上提出了促進我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的對策建議。關(guān)鍵詞：服務(wù)貿(mào)易 競爭力 影響因素 一、 引言在經(jīng)濟全球化趨勢加強的時代背景下，國際服務(wù)貿(mào)易異軍突起，成為推動一國經(jīng)濟增長的重要一級。全球服務(wù)貿(mào)易出口總額從1970年得700多億

2、美元上升到2006年的26882億美元。其平均增長速度超過了同期貨物貿(mào)易的增長速度，在很大程度上決定了一國國際貿(mào)易的發(fā)展狀況和在國際市場上的競爭能力。近幾年來，我國國際服務(wù)貿(mào)易正在以平均10%左右的速度迅速增長，但明顯落后于貨物貿(mào)易。2008年，我國服務(wù)貿(mào)易出口總額1465億美元，占世界貿(mào)易出口比重3.9%。在某種意義上說，積極發(fā)展國際服務(wù)貿(mào)易并實現(xiàn)國際貿(mào)易的自由化，將是21世紀國際經(jīng)濟合作最重要的內(nèi)容之一。有必要對我國服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響因素進行分析，以便更好的制定政策措施促進我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。二、模型建立與分析根據(jù)理論和經(jīng)驗分析，影響我國服務(wù)貿(mào)易競爭力（）<服務(wù)貿(mào)易出口額-數(shù)據(jù)來自（

3、中國服務(wù)貿(mào)易網(wǎng)） 單位：億美元>的主要因素有：服務(wù)業(yè)產(chǎn)值()-用第三產(chǎn)業(yè)GDP代表 數(shù)據(jù)來自（中國統(tǒng)計局）單位：億人民幣元；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)()-數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒單位：萬人次；對外開放度()-用對外依存度代表 數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒單位：% ；外商直接投資額()-數(shù)據(jù)來自（中國統(tǒng)計局）單位：億美元；貨物出口()-數(shù)據(jù)來自（中國統(tǒng)計局）單位：億美元。下表列出了我國服務(wù)貿(mào)易競爭力相關(guān)數(shù)據(jù)，擬建立我國服務(wù)貿(mào)易競爭力函數(shù)。我國服務(wù)競爭力與相關(guān)影響資料年份 Y服務(wù)貿(mào)易出口額（億美元）X1第三產(chǎn)業(yè)GDP(億元)X2第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（萬人次）X3對外依存度(%)X4外商直接投資額(億美元)X5貨物出

4、口（億美元）1987423574.0939527.923.14394.371988474890.3993325.431.94475.161989455448.41012924.433.92525.381990575888.41197929.7834.87602.91991697337.11237833.1743.68719.11992919357.11309833.87110.08849.4199311011915.71416331.9275.15917.44199416416179.81551542.29337.671210.06199518419978.51688038.66375.211

5、487.8199620623326.21792733.91417.251510.48199724526988.11843234.2452.571827.92199823930580.51886031.8454.631837.12199926233873.41920533.3403.191949.31200030138714.01982339.6407.22492.03200132944361.62022838.47468.782660.98200239449898.92109042.70527.43255.96200346456004.72180951.89535.054382.2820046

6、2164561.32301159.76606.39533.26200573973432.92377163.88603.257619.53200691484721.42461465.17694.689689.7820071216103879.62491762.73747.7012200.620081465120486.62571757.29923.9514306.93(一)、初步模型估計1、用普通最小二乘法估計模型 假設(shè)擬建立如下多元回歸模型：用Eviews軟件對上表數(shù)據(jù)進行回歸分析,回歸結(jié)果如（1.399） (-0.253) (0.503) （-3.398） （2.442） （39.024）我

7、國服務(wù)競爭力影響因素的回歸：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 20:15Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C46.7221333.388571.3993450.1808X1-1.90E-057.48E-05-0.2532840.8033X20.0019720.0039230.5025750.6221X3-2.6083900.767719-3.

8、3975830.0037X40.1940000.0794332.4423070.0266X50.0926790.00237539.024280.0000R-squared0.998592    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.998152    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression16.84754    Akaike info criterion8.713287Su

9、m squared resid4541.434    Schwarz criterion9.010844Log likelihood-89.84616    Hannan-Quinn criter.8.783383F-statistic2269.515    Durbin-Watson stat2.125136Prob(F-statistic)0.000000=0.998592 =2269.515 D.W.=2.125136 由于較大且接近于1，而且=2269.515>

10、，故認為我國貿(mào)易服務(wù)競爭力與上述解釋變量間總體線性關(guān)系顯著。但在5%和1%的顯著性水平下、，、的參數(shù)未能通過T檢驗，而且，、的參數(shù)符號的經(jīng)濟意義也不合理，故認為解釋變量間存在多重共線。2、檢驗簡單相關(guān)系數(shù)關(guān)系系數(shù)表CX1X2X3X4X5C1114.796288469424-0.0002964229075956181.5326597305536042.080849623855607-0.004489475309564226X1-0.0002964229075956185.600730636236473e-091.857060663994502e-084.876034127844083e-06-1

11、.254027888788278e-06X21.857060663994502e-081.538884114019114e-05-0.0002853086626431034X31.5326597305536044.876034127844083e-060.5893930851074340.02440858911091001X42.080849623855607-1.254027888788278e-06-0.00028530866264310340.024408589110910010.006309631224484014X5-0.0044894753095642265.64023393554

12、1623e-06表中數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)解釋變量之間存在高度相關(guān)性。3、找出最簡單的回歸形式分別作出與間的回歸：（1）、與回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:29Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C220.723595.722302.3058730.0320X10.0031970.0012622.5322440.0198R-squared0

13、.242776    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.204915    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression349.4550    Akaike info criterion14.63713Sum squared resid2442376.    Schwarz criterion14.73632Log likelihood

14、-159.0085    Hannan-Quinn criter.14.66050F-statistic6.412261    Durbin-Watson stat0.533244Prob(F-statistic)0.019818(2.306) (2.532) (2)、 與回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:31Sample: 1987 2008Included observations: 22Variable

15、CoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-773.2488168.5972-4.5863670.0002X20.0641820.0090867.0638180.0000R-squared0.713867    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.699560    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression214.8143   

16、; Akaike info criterion13.66393Sum squared resid922903.5    Schwarz criterion13.76312Log likelihood-148.3033    Hannan-Quinn criter.13.68730F-statistic49.89753    Durbin-Watson stat0.184083Prob(F-statistic)0.000001(-4.586) (7.064)(3)、與

17、回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:32Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-690.0178144.8250-4.7644930.0001X325.923043.3723497.6869370.0000R-squared0.747120    Mean dependent var372.

18、9091Adjusted R-squared0.734476    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression201.9464    Akaike info criterion13.54039Sum squared resid815646.7    Schwarz criterion13.63958Log likelihood-146.9443    Hannan-Quinn criter.

19、13.56375F-statistic59.08899    Durbin-Watson stat0.581338Prob(F-statistic)0.000000(-4.764) (7.687) (4)、 與回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:33Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-1

20、48.434973.87686-2.0092200.0582X41.3481570.1602888.4108430.0000R-squared0.779596    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.768575    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression188.5338    Akaike info criterion13.40294Sum squared resi

21、d710899.9    Schwarz criterion13.50213Log likelihood-145.4323    Hannan-Quinn criter.13.42630F-statistic70.74228    Durbin-Watson stat0.197493Prob(F-statistic)0.000000 （-2.009） （8.411）(5)、與回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate

22、: 06/13/11 Time: 20:36Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C31.146149.4335383.3016400.0036X50.0978170.00180154.303510.0000R-squared0.993263    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.992927    

23、;S.D. dependent var391.9083S.E. of regression32.96085    Akaike info criterion9.915026Sum squared resid21728.35    Schwarz criterion10.01421Log likelihood-107.0653    Hannan-Quinn criter.9.938391F-statistic2948.871    Du

24、rbin-Watson stat0.536380Prob(F-statistic)0.000000（3.302） （54.304）比較可見，我國服務(wù)貿(mào)易競爭力受貨物出口額影響最大，因此選（5）為初始的回歸模型。4、逐步回歸將其他解釋變量分別導入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程 逐步回歸CX1X2X3X4X5W.D.31.1460.09780.993260.55T值（3.302）（54.304）26.9760.000180.09650.993890.731T值（2.784）（1.395）（48.327）-65.5500.006830.09060.995940.9862T值（-2.311）(3.

25、535)（36.316）-17.6860.01088-3.39450.09600.998061.679T值（-0.774）（6.608）（-4.441）(44.694)53651-0.005760.30270.08730.997581.264T值（1.311）(-1.469)(-3.489)(39.817)討論：第一步，在初始模型中引入,雖有擬合優(yōu)度的提高，但變量未能通過T檢驗。第二步，去掉，引入，擬合優(yōu)度再次提高，且參數(shù)符號合理，變量也通過了T檢驗值；在5%的顯著性水平下D.W.(22,3), =1.15，=1.54 而D.W.=0.9862 ，所以存在自相關(guān)。第三步，引入，擬合優(yōu)度雖有提高

26、，變量參數(shù)也能通過T檢驗，但是，參數(shù)的符號與經(jīng)濟意義不符。第四步，去掉，引入，擬合優(yōu)度有所提高，但變量參數(shù)未能通過T檢驗，且參數(shù)符號與經(jīng)濟意義不符。由此表明：是多余的。同樣也可以繼續(xù)驗證，如果用分別來替代，則它們之間的任意線性組合，都軍不高達以，為解釋變量的回歸效果。因此，最終的服務(wù)貿(mào)易因素函數(shù)應以為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下： (-2,.311) (3.535) (36.316) (二)、模型檢驗與優(yōu)化1、異方差檢驗懷特（White）檢驗如下：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic19.45448    Prob.

27、F(5,16)0.0000Obs*R-squared18.89245    Prob. Chi-Square(5)0.0020Scaled explained SS26.76766    Prob. Chi-Square(5)0.0001Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 14:34Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoef

28、ficientStd. Errort-StatisticProb.  C-7497.4343337.554-2.2463860.0391X21.8414440.5464153.3700470.0039X22-5.87E-051.94E-05-3.0224570.0081X2*X50.0008610.0001386.2443400.0000X5-19.020173.102961-6.1296840.0000X52-0.0002083.73E-05-5.5817410.0000R-squared0.858748    Mean depen

29、dent var595.7866Adjusted R-squared0.814606    S.D. dependent var1188.605S.E. of regression511.7823    Akaike info criterion15.54068Sum squared resid4190738.    Schwarz criterion15.83823Log likelihood-164.9474    Hannan-Q

30、uinn criter.15.61077F-statistic19.45448    Durbin-Watson stat2.865975Prob(F-statistic)0.000003可得，Obs*R-squared=18.89 在5%的顯著性水平下、自由度為5的分布的相應臨界值=11.07 顯然，18.89>11.07，因此，拒絕同方差的原假設(shè)。存在異方差。對其進行修正，以為權(quán)重系數(shù)才，修正結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 15:11Samp

31、le: 1987 2008Included observations: 22Weighting series: X2(-2)VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-68.4106812.76835-5.3578320.0000X20.0070060.0011915.8803210.0000X50.0902750.00276932.602950.0000Weighted StatisticsR-squared0.994693    Mean dependent var205.14

32、62Adjusted R-squared0.994135    S.D. dependent var116.6005S.E. of regression15.42066    Akaike info criterion8.435418Sum squared resid4518.141    Schwarz criterion8.584196Log likelihood-89.78959    Hannan-Quinn criter.8.

33、470465F-statistic1780.735    Durbin-Watson stat0.820703Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.995928    Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.995500    S.D. dependent var391.9083S.E. of regression26.29138 

34、0;  Sum squared resid13133.50Durbin-Watson stat0.992108此時，在對其進行懷特（White）檢驗，結(jié)果如下：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic3.197257    Prob. F(6,15)0.0316Obs*R-squared12.34623    Prob. Chi-Square(6)0.0547Scaled explained SS4.893942   

35、60;Prob. Chi-Square(6)0.5575Test Equation:Dependent Variable: WGT_RESID2Method: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 15:16Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C732.40801774.3220.4127820.6856WGT2-3234.4072479.833-1.3042840.2118X22*WGT2-2.99E-

36、052.92E-05-1.0246790.3218X2*WGT20.7032410.5224061.3461580.1982X2*X5*WGT20.0001636.66E-052.4522670.0269X52*WGT2-4.18E-054.22E-05-0.9894160.3382X5*WGT2-3.4438321.065963-3.2307240.0056R-squared0.561192    Mean dependent var205.3700Adjusted R-squared0.385669    S.

37、D. dependent var216.7130S.E. of regression169.8581    Akaike info criterion13.36117Sum squared resid432776.4    Schwarz criterion13.70832Log likelihood-139.9729    Hannan-Quinn criter.13.44295F-statistic3.197257    Durbi

38、n-Watson stat2.886893Prob(F-statistic)0.031641此時，查表可得5%顯著性水平下，自由度為6的分布相應臨界值為=12.59> Obs*R-squared=12.34623，所以，接受同方差假設(shè)。修正后的結(jié)果如下：(-5.358) (5.88) （32.603）=0.994693 =0.994135 =1780.735 =0.820703 2、序列相關(guān)性檢驗在5%的顯著性水平下D.W.(22,3), =1.15，=1.54 而D.W.=0.9862 ，所以存在正自相關(guān)。用Cochrane-Orcutt迭代法對模型修正，的結(jié)果如下：Dependent

39、 Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 23:02Sample (adjusted): 1989 2008Included observations: 20 after adjustmentsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-83.1202838.65558-2.1502790.0482X20.0081610.0029092.8050080.0133X50.0885

40、720.00547416.180410.0000AR(1)0.7426790.3034602.4473700.0272AR(2)-0.6933230.493573-1.4047030.1805R-squared0.997347    Mean dependent var405.7500Adjusted R-squared0.996640    S.D. dependent var396.5739S.E. of regression22.98927    Akaike info

41、 criterion9.320250Sum squared resid7927.600    Schwarz criterion9.569183Log likelihood-88.20250    Hannan-Quinn criter.9.368845F-statistic1409.735    Durbin-Watson stat2.100451Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .37-.75i &#

42、160;   .37+.75i經(jīng)過修正，=0.96< =2.10<4-=2.20 ，所以拒絕原假設(shè)，認為該模型與上述=0.82070，相比有了明顯好轉(zhuǎn)。三、各因素對我國服務(wù)競爭力影響分析由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗，我們得出了各個變量與我國服務(wù)貿(mào)易出口的變動關(guān)系。結(jié)論是：中國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、貨物貿(mào)易出口額、外商直接投資和對外開放度與服務(wù)貿(mào)易出口額都是正相關(guān)的；中國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對于服務(wù)貿(mào)易出口額影響作用最??；貨物出口額、外商直接投資、對外開放度和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對服務(wù)貿(mào)易出口額影響較大。這些因素均通過改善資源稟賦質(zhì)量而對提高我國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力具有重要

43、的影響。1、服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平。從全國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展來看，一般服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較高的國家才是服務(wù)貿(mào)易大國，也就是說服務(wù)業(yè)發(fā)展水平是影響服務(wù)貿(mào)易競爭力基礎(chǔ)性因素。而在中國這22年間，中國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對服務(wù)貿(mào)易競爭力影響作用小，也就反過來說明中國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較低，是制約是制約中國服務(wù)貿(mào)易競爭力的基礎(chǔ)性因素。2、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)?；旧细鲊谝胤A賦的比較優(yōu)勢來決定其服務(wù)貿(mào)易的流向和競爭能力，只是現(xiàn)在服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的專業(yè)知識、技術(shù)和資本的密集型特點更加顯著，因此對生產(chǎn)要素的理解和認識也要更加開闊，人力資本和附帶專業(yè)技術(shù)管理的高級資本的影響也更大。3、對外開放度?？v觀我國國內(nèi)各服務(wù)企業(yè)，意識

44、較為封閉與落后，甚至一些大型企業(yè)眼光仍然停留在國內(nèi)，尚未實施跨國經(jīng)營企業(yè)。另外，我國服務(wù)業(yè)長期處于一種競爭不充分的狀態(tài)下，壟斷經(jīng)營現(xiàn)象嚴重，缺乏合理的市場競爭。由于服務(wù)領(lǐng)域總體對外開放程度較低，影響了國外先進管理經(jīng)驗和制度的引進，阻礙中國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。另外，政府擬定政策制度，并組織實施和監(jiān)督執(zhí)行，而往往許多自然壟斷的行業(yè)由政府壟斷經(jīng)營，其管制表現(xiàn)在對某行業(yè)的人為進入壁壘，過多的行業(yè)準入限制，遏制了服務(wù)業(yè)的充分發(fā)展。因此，大部分主要以國有成分為主的中國服務(wù)領(lǐng)域，缺少必要的市場競爭，降低了服務(wù)效率和服務(wù)水平，盡管一些服務(wù)部門在發(fā)展過程中經(jīng)濟效益有所提高，但要真正面對國際市場的激烈競爭，同樣會受到

45、較嚴重的沖擊。4、外商直接投資額。外商直接投資的不斷增加也可以改善我國資本質(zhì)量不高和知識、管理要素匱乏的現(xiàn)狀，有利于外資企業(yè)提高我國服務(wù)產(chǎn)品供給水平和出口能力以及增加就業(yè)等方面的貢獻，更長遠和更根本的方面還在于外資企業(yè)通過示范、人員培訓和產(chǎn)業(yè)前后向關(guān)聯(lián)等途徑實現(xiàn)的“技術(shù)外溢”效應，從而可以帶動提高我國服務(wù)企業(yè)的技術(shù)水平和管理手段，從根本上提高我國服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力。5、貨物出口額。貨物出口額與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系十分密切，貨物貿(mào)易的發(fā)展促進了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，現(xiàn)代貨物貿(mào)易的發(fā)展需要一系列完善配套的軟環(huán)境，入通訊系統(tǒng)、運輸網(wǎng)絡(luò)、計算機和信息咨詢服務(wù)等等，這些都需要現(xiàn)代服務(wù)提供，包括生產(chǎn)性服務(wù)、

46、流通環(huán)節(jié)中的服務(wù)及售后服務(wù)等，貨物的進出口帶動了服務(wù)貿(mào)易的進出口。因此貨物貿(mào)易對服務(wù)貿(mào)易影響較大。四、政策建議1、 引導外商直接投資流向服務(wù)業(yè)外資服務(wù)業(yè)的進入能以直接和間接方式為服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級和加速成長創(chuàng)造條件, 提升國內(nèi)服務(wù)業(yè)的規(guī)模和水平, 提高服務(wù)業(yè)的國際競爭力。越來越多的發(fā)展中國家將伴隨FD I的服務(wù)作為轉(zhuǎn)換技術(shù)和管理標準的有效手段。對我國而言, 新型服務(wù)業(yè)外資流入, 同樣具有強大的“催化和牽引效應”, 不僅意味著我國能充分利用和發(fā)揮自身潛在的比較優(yōu)勢, 通過擴大服務(wù)出口增加國際貿(mào)易收入, 而且還意味著競爭力增強所創(chuàng)造出的相當可觀的外部經(jīng)濟效益, 從而有效地動員國內(nèi)資源來促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展, 并進一步推動國民經(jīng)濟的良性循環(huán)和持續(xù)增長。2、擴大服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域市場準入范圍, 放寬市場準入限制中國加入WTO后, 外資政策調(diào)整最集中的領(lǐng)域是服務(wù)貿(mào)易。從中國經(jīng)濟的實際發(fā)展需要來看服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域吸引的外商投資還應當有較大的增長,特別是銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)、電信業(yè)、物流行業(yè)以及會計、法律、計算機和其他咨詢服務(wù)業(yè), 將成為外商流入的重要部門。今后應繼續(xù)擴大服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域開放, 強化外資政策與產(chǎn)業(yè)政策的協(xié)調(diào), 加強分類指導與企業(yè)監(jiān)管, 修訂外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄, 通過服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域有序開放促進現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展。抓住國際服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移的機遇, 充分利用自由貿(mào)易協(xié)定談判的機遇,