计量经济学课程设计(共14页).doc

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1、精选优质文档-倾情为你奉上计量经济学期末课程设计云南大学滇池学院2008级 经济系金融（三）姓名： 学号： 鲁志娟 题目：我国服务贸易竞争力影响因素的实证分析我国服务贸易竞争力影响因素实证分析摘要：服务贸易对以郭经济增长的作用日益重要，一定程度上决定了一国国际贸易在国际贸易在国际市场的竞争力。本文分析了服务贸易竞争力的影响因素，并对这些影响因素与服务贸易的关系进行了实证检验，在此基础上提出了促进我国服务贸易发展的对策建议。关键词：服务贸易 竞争力 影响因素 一、 引言在经济全球化趋势加强的时代背景下，国际服务贸易异军突起，成为推动一国经济增长的重要一级。全球服务贸易出口总额从1970年得700

2、多亿美元上升到2006年的26882亿美元。其平均增长速度超过了同期货物贸易的增长速度，在很大程度上决定了一国国际贸易的发展状况和在国际市场上的竞争能力。近几年来，我国国际服务贸易正在以平均10%左右的速度迅速增长，但明显落后于货物贸易。2008年，我国服务贸易出口总额1465亿美元，占世界贸易出口比重3.9%。在某种意义上说，积极发展国际服务贸易并实现国际贸易的自由化，将是21世纪国际经济合作最重要的内容之一。有必要对我国服务贸易竞争力的影响因素进行分析，以便更好的制定政策措施促进我国服务贸易发展。二、模型建立与分析根据理论和经验分析，影响我国服务贸易竞争力（）的主要因素有：服务业产值()-

3、用第三产业GDP代表 数据来自（中国统计局）单位：亿人民币元；第三产业就业人数()-数据来自中国统计年鉴单位：万人次；对外开放度()-用对外依存度代表 数据来自中国统计年鉴单位：% ；外商直接投资额()-数据来自（中国统计局）单位：亿美元；货物出口()-数据来自（中国统计局）单位：亿美元。下表列出了我国服务贸易竞争力相关数据，拟建立我国服务贸易竞争力函数。我国服务竞争力与相关影响资料年份 Y服务贸易出口额（亿美元）X1第三产业GDP(亿元)X2第三产业就业人数（万人次）X3对外依存度(%)X4外商直接投资额(亿美元)X5货物出口（亿美元）1987423574.0939527.923.14394

4、.371988474890.3993325.431.94475.161989455448.41012924.433.92525.381990575888.41197929.7834.87602.91991697337.11237833.1743.68719.11992919357.11309833.87110.08849.4199311011915.71416331.9275.15917.44199416416179.81551542.29337.671210.06199518419978.51688038.66375.211487.8199620623326.21792733.91417.2

5、51510.48199724526988.11843234.2452.571827.92199823930580.51886031.8454.631837.12199926233873.41920533.3403.191949.31200030138714.01982339.6407.22492.03200132944361.62022838.47468.782660.98200239449898.92109042.70527.43255.96200346456004.72180951.89535.054382.28200462164561.32301159.76606.39533.26200

6、573973432.92377163.88603.257619.53200691484721.42461465.17694.689689.7820071216.62491762.73747.7012200.620081465.62571757.29923.9514306.93(一)、初步模型估计1、用普通最小二乘法估计模型 假设拟建立如下多元回归模型：用Eviews软件对上表数据进行回归分析,回归结果如（1.399） (-0.253) (0.503) （-3.398） （2.442） （39.024）我国服务竞争力影响因素的回归：Dependent Variable: YMethod: Lea

7、st SquaresDate: 06/13/11 Time: 20:15Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C46.7221333.388571.0.1808X1-1.90E-057.48E-05-0.0.8033X20.0.0.0.6221X3-2.0.-3.0.0037X40.0.2.0.0266X50.0.39.024280.0000R-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D

8、. dependent var391.9083S.E. of regression16.84754Akaike info criterion8.Sum squared resid4541.434Schwarz criterion9.Log likelihood-89.84616Hannan-Quinn criter.8.F-statistic2269.515Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.=0. =2269.515 D.W.=2. 由于较大且接近于1，而且=2269.515，故认为我国贸易服务竞争力与上述解释变量间总体线性关系显著。但在5%和1%的

9、显著性水平下、，、的参数未能通过T检验，而且，、的参数符号的经济意义也不合理，故认为解释变量间存在多重共线。2、检验简单相关系数关系系数表CX1X2X3X4X5C1114.4-0.-0.581261.36042.5607-0.X1-0.5.6473e-091.4502e-084.4083e-06-1.8278e-06-4.1227e-09X2-0.581261.4502e-081.9114e-05-0.-0.4.6007e-06X31.36044.4083e-06-0.0.74340.-0.X42.5607-1.8278e-06-0.0.0.-0.X5-0.-4.1227e-094.6007e

10、-06-0.-0.5.1623e-06表中数据发现解释变量之间存在高度相关性。3、找出最简单的回归形式分别作出与间的回归：（1）、与回归如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:29Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C220.723595.722302.0.0320X10.0.2.0.0198R-squared0.Mean dependent var372.90

11、91Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.9083S.E. of regression349.4550Akaike info criterion14.63713Sum squared resid.Schwarz criterion14.73632Log likelihood-159.0085Hannan-Quinn criter.14.66050F-statistic6.Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.(2.306) (2.532) (2)、 与回归如下：Dependent Variable: YMet

12、hod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:31Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-773.2488168.5972-4.0.0002X20.0.7.0.0000R-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.9083S.E. of regression214.8143Akaike info criteri

13、on13.66393Sum squared resid.5Schwarz criterion13.76312Log likelihood-148.3033Hannan-Quinn criter.13.68730F-statistic49.89753Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.(-4.586) (7.064)(3)、与回归如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:32Sample: 1987 2008Included observations: 22V

14、ariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-690.0178144.8250-4.0.0001X325.923043.7.0.0000R-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.9083S.E. of regression201.9464Akaike info criterion13.54039Sum squared resid.7Schwarz criterion13.63958Log likelihood-146.9443Hann

15、an-Quinn criter.13.56375F-statistic59.08899Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.(-4.764) (7.687) (4)、 与回归如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 19:33Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-148.434973.87686-2.0.0582X41.0.8.

16、0.0000R-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.9083S.E. of regression188.5338Akaike info criterion13.40294Sum squared resid.9Schwarz criterion13.50213Log likelihood-145.4323Hannan-Quinn criter.13.42630F-statistic70.74228Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0. （-

17、2.009） （8.411）(5)、与回归如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/13/11 Time: 20:36Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C31.146149.3.0.0036X50.0.54.303510.0000R-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.908

18、3S.E. of regression32.96085Akaike info criterion9.Sum squared resid21728.35Schwarz criterion10.01421Log likelihood-107.0653Hannan-Quinn criter.9.F-statistic2948.871Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.（3.302） （54.304）比较可见，我国服务贸易竞争力受货物出口额影响最大，因此选（5）为初始的回归模型。4、逐步回归将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程 逐步回归CX

19、1X2X3X4X5W.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）(3.535)（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)

20、(39.817)讨论：第一步，在初始模型中引入,虽有拟合优度的提高，但变量未能通过T检验。第二步，去掉，引入，拟合优度再次提高，且参数符号合理，变量也通过了T检验值；在5%的显著性水平下D.W.(22,3), =1.15，=1.54 而D.W.=0.9862 ，所以存在自相关。第三步，引入，拟合优度虽有提高，变量参数也能通过T检验，但是，参数的符号与经济意义不符。第四步，去掉，引入，拟合优度有所提高，但变量参数未能通过T检验，且参数符号与经济意义不符。由此表明：是多余的。同样也可以继续验证，如果用分别来替代，则它们之间的任意线性组合，都军不高达以，为解释变量的回归效果。因此，最终的服务贸易因素

21、函数应以为最优，拟合结果如下： (-2,.311) (3.535) (36.316) (二)、模型检验与优化1、异方差检验怀特（White）检验如下：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic19.45448Prob. F(5,16)0.0000Obs*R-squared18.89245Prob. Chi-Square(5)0.0020Scaled explained SS26.76766Prob. Chi-Square(5)0.0001Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least Squar

22、esDate: 06/20/11 Time: 14:34Sample: 1987 2008Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-7497.4343337.554-2.0.0391X21.0.3.0.0039X22-5.87E-051.94E-05-3.0.0081X2*X50.0.6.0.0000X5-19.020173.-6.0.0000X52-0.3.73E-05-5.0.0000R-squared0.Mean dependent var595.7866Adjusted R-squar

23、ed0.S.D. dependent var1188.605S.E. of regression511.7823Akaike info criterion15.54068Sum squared resid.Schwarz criterion15.83823Log likelihood-164.9474Hannan-Quinn criter.15.61077F-statistic19.45448Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.可得，Obs*R-squared=18.89 在5%的显著性水平下、自由度为5的分布的相应临界值=11.07 显然，18.89

24、11.07，因此，拒绝同方差的原假设。存在异方差。对其进行修正，以为权重系数才，修正结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 15:11Sample: 1987 2008Included observations: 22Weighting series: X2(-2)VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-68.4106812.76835-5.0.0000X20.0.5.0.0000X50.0.32.602950.0000Weighted Stat

25、isticsR-squared0.Mean dependent var205.1462Adjusted R-squared0.S.D. dependent var116.6005S.E. of regression15.42066Akaike info criterion8.Sum squared resid4518.141Schwarz criterion8.Log likelihood-89.78959Hannan-Quinn criter.8.F-statistic1780.735Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.Unweighted Stat

26、isticsR-squared0.Mean dependent var372.9091Adjusted R-squared0.S.D. dependent var391.9083S.E. of regression26.29138Sum squared resid13133.50Durbin-Watson stat0.此时，在对其进行怀特（White）检验，结果如下：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic3.Prob. F(6,15)0.0316Obs*R-squared12.34623Prob. Chi-Square(6)0.0547Scaled

27、explained SS4.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.C732.40801774.3220.0.6856WGT2-3234.4072479.833-1.0.2118X22*WGT2-2.99E-052.92E-05-1.

28、0.3218X2*WGT20.0.1.0.1982X2*X5*WGT20.6.66E-052.0.0269X52*WGT2-4.18E-054.22E-05-0.0.3382X5*WGT2-3.1.-3.0.0056R-squared0.Mean dependent var205.3700Adjusted R-squared0.S.D. dependent var216.7130S.E. of regression169.8581Akaike info criterion13.36117Sum squared resid.4Schwarz criterion13.70832Log likeli

29、hood-139.9729Hannan-Quinn criter.13.44295F-statistic3.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.此时，查表可得5%显著性水平下，自由度为6的分布相应临界值为=12.59 Obs*R-squared=12.34623，所以，接受同方差假设。修正后的结果如下：(-5.358) (5.88) （32.603）=0. =0. =1780.735 =0. 2、序列相关性检验在5%的显著性水平下D.W.(22,3), =1.15，=1.54 而D.W.=0.9862 ，所以存在正自相关。用Cochrane-Orcut

30、t迭代法对模型修正，的结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/20/11 Time: 23:02Sample (adjusted): 1989 2008Included observations: 20 after adjustmentsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-83.1202838.65558-2.0.0482X20.0.2.0.0133X50.0.16.180410.000

31、0AR(1)0.0.2.0.0272AR(2)-0.0.-1.0.1805R-squared0.Mean dependent var405.7500Adjusted R-squared0.S.D. dependent var396.5739S.E. of regression22.98927Akaike info criterion9.Sum squared resid7927.600Schwarz criterion9.Log likelihood-88.20250Hannan-Quinn criter.9.F-statistic1409.735Durbin-Watson stat2.Pro

32、b(F-statistic)0.Inverted AR Roots.37-.75i.37+.75i经过修正，=0.96 =2.104-=2.20 ，所以拒绝原假设，认为该模型与上述=0.82070，相比有了明显好转。三、各因素对我国服务竞争力影响分析由以上回归数据以及相关检验，我们得出了各个变量与我国服务贸易出口的变动关系。结论是：中国服务业发展水平、货物贸易出口额、外商直接投资和对外开放度与服务贸易出口额都是正相关的；中国服务业发展水平对于服务贸易出口额影响作用最小；货物出口额、外商直接投资、对外开放度和第三产业就业人数对服务贸易出口额影响较大。这些因素均通过改善资源禀赋质量而对提高我国服务

33、贸易国际竞争力具有重要的影响。1、服务贸易发展水平。从全国服务贸易发展来看，一般服务业发展水平较高的国家才是服务贸易大国，也就是说服务业发展水平是影响服务贸易竞争力基础性因素。而在中国这22年间，中国服务业发展水平对服务贸易竞争力影响作用小，也就反过来说明中国服务业发展水平较低，是制约是制约中国服务贸易竞争力的基础性因素。2、第三产业就业人数。基本上各国基于要素禀赋的比较优势来决定其服务贸易的流向和竞争能力，只是现在服务业尤其是生产者服务业的专业知识、技术和资本的密集型特点更加显著，因此对生产要素的理解和认识也要更加开阔，人力资本和附带专业技术管理的高级资本的影响也更大。3、对外开放度。纵观我

34、国国内各服务企业，意识较为封闭与落后，甚至一些大型企业眼光仍然停留在国内，尚未实施跨国经营企业。另外，我国服务业长期处于一种竞争不充分的状态下，垄断经营现象严重，缺乏合理的市场竞争。由于服务领域总体对外开放程度较低，影响了国外先进管理经验和制度的引进，阻碍中国服务贸易的发展。另外，政府拟定政策制度，并组织实施和监督执行，而往往许多自然垄断的行业由政府垄断经营，其管制表现在对某行业的人为进入壁垒，过多的行业准入限制，遏制了服务业的充分发展。因此，大部分主要以国有成分为主的中国服务领域，缺少必要的市场竞争，降低了服务效率和服务水平，尽管一些服务部门在发展过程中经济效益有所提高，但要真正面对国际市场

35、的激烈竞争，同样会受到较严重的冲击。4、外商直接投资额。外商直接投资的不断增加也可以改善我国资本质量不高和知识、管理要素匮乏的现状，有利于外资企业提高我国服务产品供给水平和出口能力以及增加就业等方面的贡献，更长远和更根本的方面还在于外资企业通过示范、人员培训和产业前后向关联等途径实现的“技术外溢”效应，从而可以带动提高我国服务企业的技术水平和管理手段，从根本上提高我国服务业和服务贸易的国际竞争力。5、货物出口额。货物出口额与服务贸易的关系十分密切，货物贸易的发展促进了服务贸易的发展，现代货物贸易的发展需要一系列完善配套的软环境，入通讯系统、运输网络、计算机和信息咨询服务等等，这些都需要现代服务

36、提供，包括生产性服务、流通环节中的服务及售后服务等，货物的进出口带动了服务贸易的进出口。因此货物贸易对服务贸易影响较大。四、政策建议1、 引导外商直接投资流向服务业外资服务业的进入能以直接和间接方式为服务业内部结构升级和加速成长创造条件, 提升国内服务业的规模和水平, 提高服务业的国际竞争力。越来越多的发展中国家将伴随FD I的服务作为转换技术和管理标准的有效手段。对我国而言, 新型服务业外资流入, 同样具有强大的“催化和牵引效应”, 不仅意味着我国能充分利用和发挥自身潜在的比较优势, 通过扩大服务出口增加国际贸易收入, 而且还意味着竞争力增强所创造出的相当可观的外部经济效益, 从而有效地动员

37、国内资源来促进服务业的发展, 并进一步推动国民经济的良性循环和持续增长。2、扩大服务贸易领域市场准入范围, 放宽市场准入限制中国加入WTO后, 外资政策调整最集中的领域是服务贸易。从中国经济的实际发展需要来看服务贸易领域吸引的外商投资还应当有较大的增长,特别是银行业、保险业、证券业、电信业、物流行业以及会计、法律、计算机和其他咨询服务业, 将成为外商流入的重要部门。今后应继续扩大服务贸易领域开放, 强化外资政策与产业政策的协调, 加强分类指导与企业监管, 修订外商投资产业指导目录, 通过服务贸易领域有序开放促进现代服务业的快速发展。抓住国际服务业转移的机遇, 充分利用自由贸易协定谈判的机遇, 建立独立的行业开放度评估体系, 着重引进境外先进的经营方式、管理理念和经验, 促进中国服务业产业结构调整和升级。鼓励各类企业积极承接服务外包, 尤其是