计量论文的写法.ppt

1、计量论文的写法,以多元线性回归分析为例,一般结构,摘要：概括（研究方法与）主要结论 导言：研究的对象，研究的意义、现状等 模型与数据：模型设定，变量选择，数据来源 参数估计：模型筛选，Eviews输出结果，回归方程 统计检验：拟合优度检验，F检验，t检验 经济意义分析：解释统计检验的结果，分析原因 总结或展望 参考文献：姓名.题目.杂志，年，期，页码范围.,论文1,刘启元. 我国外汇储备规模的计量模型与实证分析. 世界经济情况，2007年第3期，第7-13页. （有所加工）,摘要: 我国外汇储备规模受我国出口水平、外商直接投资、货币供给、汇率、外债规模等众多因素的影响，本文通过回归分析和相关分

2、析的经济数学计量方法建立了我国外汇储备的计量模型: R E = f (X ,M2) 。并运用我国19852003 年的数据实证检验了这一模型，证明了该模型可以通过实践的检验，具有一定的科学性。 关键词: 外汇储备;计量模型;实证分析,一、导言,中国人民银行最新统计数据显示，截至2004 年12 月末，我国外汇储备余额6099 亿美元，同比增长51. 3 %。这一数字是改革开放初期1979 年(8. 4 亿美元) 时的726 倍。 回顾改革开放以来的历史，1979 年我国外汇储备只有8. 4 亿美元，80年代除个别年份外保持了逐年平稳增加趋势。进入90 年代，外汇储备数量猛增，特别是1994 年

3、外汇管理体制改革后，增势更猛。,当前外汇储备的急剧增加，表明了我国国际经济地位正在逐步提高，对我国经济的稳定和发展是十分有利的。 充足的外汇储备不但可以提高我国的国际声誉，也增强了我国抵御国际经济冲击的能力，同时能够保持人民币汇率的相对稳定，为经济的平稳增长创造条件。,二、模型与数据,本文采取普通最小二乘法(OLS) 对储备规模进行了多元线性回归分析。 本文建立的我国外汇储备模型，考虑了以下几个因素:,第一，进口水平(M) 。进口水平的提高将导致储备持有额的下降，进口水平与外汇储备呈反相关。 由于我国统计年鉴中的进口数据是海关统计值,其中包括大量以外商直接投资形式进入中国的实物和机器设备等,而

4、这部分海关统计的所谓“进口”并不需要我国支付外汇,所以在测度进口数值对外汇储备的影响时理应扣除这部分虚假进口。 本文假设FDI 的90 %是虚假进口,则真实进口MM = M - 0. 9 FDI。,第二,出口水平(X) 。出口水平的提高,将会使外汇储备总额增加,因此出口水平与外汇储备正相关。 第三,货币供应量(M2) 。这里的货币采用广义货币M2 ,外汇储备与货币供给呈现正相关关系。由于中国统计年鉴公布的M2 数值是以人民币计的,所以必须按相应各年人民币对美元汇率将其换算成以美元为单位的数据M2(M2= M2/e，包含汇率因素）,第四,对外借款(DEB) 。对外借款一方面构成外汇储备、形成债务

5、性外汇储备的一部分,同时它面临还本付息,也会影响外汇储备的规模。,根据以上的分析,笔者认为我国外汇储备规模的函数为（字母的含义）: REt =0 +1 MMt +2 Xt +3 M2t+4 DEB t + 5 D2000 t +t 其中为随机误差;0 ,1 ,2 ,3 ,4 , 5为待估参数，D2000是1个虚拟变量（t=2000时取值为1，其他点上取值为0）。,三、参数估计,（模型筛选） 为了克服序列相关、多重共线性等，本文最终选择的是线性的一阶差分方程,方程形式为: REt =1 Xt +2 M2+3 D2000 +t （注：我们提倡用原形、不用差分）,注：RRE代表RE，REX代表X，R

6、M2代表 M2。,由Eviews输出结果,得到以下回归方程: REt=0.817Xt+0.058M2t- 436.76D2000 （6.163） （2.358） （-3.790） R2 = 0. 896338，R2(adjust) = 0. 882517，DW = 1. 904872，F = 129. 70105 ，n = 18,总括各系数,四、统计检验,先看复判定系数R2 = 0. 896 ,它表明了所拟合的回归线89. 6 %地解释了外汇储备RE 的变化,也就是说,约有89. 6 %的外汇储备RE 的变化可以用出口总额变动和名义货币供给的变动来说明。 剩下的储备变动未能由出口总额变动和名义

7、货币供给的变动来解释的部分,可能来自于外国直接投资( FDI)变动、进口水平(M) 变动以及对外借款(DEB) 的变动。,再来看方程的总体显著水平,进行F 检验。 从回归结果中可以看到F = 129. 70105 ,查F 统计表值知道在0. 01 的显著性水平下, F(3 ,15) = 5. 42 F ,所以可以拒绝虚拟假设,认为回归方程总体是显著的。（注意：由于模型不含常数项，但待估参数有3个，所以F临界值的第一个自由度为3。）,最后是t 检验: 在最终的方程中有3 个解释变量,样本个数为18 个(经一阶差分调整后) ,则可以查到在0. 05 的显著水平和15 ( = 18 - 3) 个自由

8、度的t 值(t 临界值) 为t0. 025 = 2. 131 ,可知三个系数的统计量的绝对值均大于临界值。 据此,可以认为模型中的各个参数在5 %的水平上显著地异于零。,五、经济意义解释,方程中各系数的意义： 1 = 0. 817 表示出口每增加1 亿美元会使外汇储备增加0. 817 亿美元; 2 = 0. 058表示广义货币供应量每增加1 亿美元会使储备增加0. 058 亿美元; 3 = - 436. 76 表示除去出口和货币供给增加的影响,外汇储备减少- 436. 76 亿美元。,（在总括所有系数以后，再分别对每个系数分析） 我国外汇储备从1999 年的1450 亿美元到2000 年底的1

9、655. 74 亿美元、2001 年的2121. 65 亿美元、2002 年的2864. 07 亿美元、2003 年的4032. 51 亿美元,再到2004 年突破6000 亿美元,对外贸易的快速发展功不可没。 人们也理所当然的将原因归结为我国贸易顺差持续的积累,这从本模型中对外出口的估计系数很高就可以看出来。,一国的货币供给Ms = h H = h ( F + D) ,其中H 是高能货币,F 是外国资产部分,D 是国内资产部分,h是货币乘数。 上式表明,来源于国内信贷形成的货币供应D 和中央银行收购由于外汇储备的增减而投放的国内货币F 形成国内货币供给的两大渠道,而近几年来我国外汇占款成为国

10、内货币供给的主要渠道已成为理论界的共识。 模型中M2对外汇储备规模的影响程度较低与我国汇率长期盯住美元有关。,虚拟变量系数较大且显著的原因是： 2000 年我国货物进出口总额虽然大幅增长,但贸易顺差进一步缩小;2000 年外债流入有所减缓,金融机构境外金融资产大幅上升,导致资本和金融账户顺差下降。2000 年资本和金融账户顺差为19 亿美元,比1999 年下降75 %。 （还可能是该文的模型设定不妥、2000年中国的错误与遗漏项目较大等有关）,注解： 系数的具体意义要根据具体情况确定 经济意义解释应尽可能地具体、深刻,六、结论,我国外汇储备面临着不正常的收支格局。一方面在引进外资,一方面正实现

11、着连年的贸易顺差。 我国的结售汇制度形成了官方外汇和民间外汇集中于中央政府的局面,这源于政府通过增加出口保持经济增长速度、推动改革的政策导向。 ,七、参考文献,1 David Romer. Advanced Macroeconomics , 2nd Edition M . 上海:上海财经大学出版社,2002. 2 奥利维尔琼布兰查德,斯坦利费希尔. 宏观经济学M . 北京:经济科学出版社,1998 年中译本. 3 欧阳明,袁志刚. 宏观经济学M . 上海:上海人民出版社,1997 年. 4 谢为安. 微观经济理论与计量方法M . 上海:同济大学出版社,1996.（引用的论文不应漏掉）,论文2：

12、一个本科毕业论文的例子,对本科生来说，在整篇论文中以计量分析的框架来写有较大难度，作为折中，比较合适的做法是将计量分析作为论文的一部分。 见“绪论”中曾提及的一个例子。,论文3,王晓辉、叶培培. （华南理工大学 工商管理学院，广东 广州，510641） 广州市出口的影响因素分析 江苏商论，2005年第5期，第87-89页. （有所加工）,摘要： 本文在前人研究的基础上，通过理论分析，建立了多元回归模型。并使用时间序列数据分析了一般贸易、三资企业、三来一补和五大行业（包括轻工、工艺、纺织、粮油食品和畜产）出口的决定因素。 我们认为，美国经济波动、汇率、外商直接投资、城市建设等因素对广州的出口具有

13、重要影响。并且据此对广州的出口政策提出了相关建议。 关键词：出口增长；对外贸易；汇率；广州,一、导言,我国成为世界贸易组织的正式成员以后, 广州对外经济贸易受世界经济形势的影响逐步加深, 市场竞争范围和竞争强度迅速扩大和增强。 在新的形势下，研究广州出口的决定因素，具有重要的理论和实践意义。,广州出口贸易多年以来高速增长，1985-2002年出口总额年均增长速度达到21%。 但由于国际国内诸多因素的影响，出口增长的波动也很大，增长最快时达到48%，最慢时增长速度仅为0，甚至小幅衰退（如1998年为-0.68%）。 而且不同种类贸易间，增长速度差别很大：从图1 可以看到三资企业出口逐年上升，到1

14、998 年为止，出口额已占到广州市出口总额的70%左右。而三来一补和一般贸易自1996 年前后开始有所下降,二、模型与数据,根据理论和前人的研究，我们认为，影响广州市出口增长的因素主要有以下几个方面： 1、汇率 汇率无疑是影响出口的最重要的因素之一，它通过相对价格影响一国产品在国内外市场上的竞争能力。,2、各国（地区）经济增长情况 广州市出口最多的地区是香港、美国、日本和欧洲，其中出口到香港的产品绝大多数又通过转口贸易到达美国、欧洲等地，因此广州市出口产品的最终目的地主要是美国、日本和欧洲。 这几个国家的经济增长情况对广州市的出口有很大影响，它们对我国的出口配额也会影响广州市的出口。,3、外商

15、直接投资。外商直接投资（FDI）是影响出口特别是三资企业出口的重要因素。 4、政策因素。对广州市外贸出口有较大影响的政策因素主要有两方面。一是外贸体制改革等政策变化对广州市外贸出口所带来的影响，二是政府所采取的一些出口鼓励政策对外贸出口的促进作用。 另外，税收减免、出口退税、贷款优惠等政策也对出口增长有促进作用。,根据前文的分析，我们认为广州市的出口主要受到如下因素的影响： 美国经济波动GDPA、日本经济波动GDPJ、外商直接投资FDI、城市软硬件环境Ie、汇率波动E、外汇管制程度Ce、劳动力成本P、市场化水平M。 假定出口额是这些因素的函数，因此建立模型如下： Q=f(GDPA, GDPJ,

16、 FDI, Ie, E, Ce, P,M),三、参数估计,本文使用OLS方法进行参数估计，并对模型存在的多重共线性问题进行了处理。 （Eviews输出结果、回归方程在该文中被省略）,四、统计检验,（模型筛选） 对最后选择的模型进行回归，方程拟和度基本未受影响仍为99.9%，而所有变量在5%水平下都显著。F 检验值为1842.614，在5%的显著水平下通过检验。,五、经济意义解释（重点）,正如所预期的，外商直接投资对出口总额、三资企业和三来一补都有显著的影响，但对一般贸易和五大行业作用不显著。这是因为外资很少投资于初级产品上。 另外由于三资企业出口在广州市出口中占有很大比重，导致了外商投资对出口

17、总额也有显著作用。,城市建设固定投资对三资企业和三来一补都有显著的影响，表明城市环境的改善对出口具有正面影响。 但对一般贸易影响甚微，表明对于初级、低档产品的生产厂家，城市环境并不是其投资建厂以及出口的重要的决定因素。 因此，广州市要调整产业结构，增加高附加值产品的生产与出口，必须注意城市建设的投资。,汇率（直接标价法）与出口总额、一般贸易、三来一补和五大行业出口额都存在显著的正相关关系，这与已往的经验研究相符。 但与三资企业出口额有负相关关系，我们认为，这是因为三资企业的原材料、设备有相当大的部分是进口的，汇率贬值导致三资企业成本增加，产品竞争力减弱。,外汇管制对三资企业出口有正面作用，这显

18、示了国家放松外汇管制，许多三资企业获得了出口权，从而增加了出口数额。 而另一方面，数据显示放松外汇管制和出口权对一般贸易产生了负面影响。我们认为这是一种巧合，因为94年以前由国有外贸公司主导的一般贸易还在逐渐上升，96年前后开始下降，其根本原因是国有外贸体制不适应市场的需求，但恰巧表现为外汇管制与一般贸易的负相关。,广州市城市居民消费价格指数反映了劳动力的成本，它对三资企业和五大行业的出口都有负相关，表明这些行业都是劳动密集型的企业，劳力成本在总成本中占有很大比重。,本文用广州市私营、三资企业工资额占广州市工资总额的比例衡量市场化程度，事实上它反映了私有经济占广州市经济总量的一个比重。 该指标显示私营经济量的增大与三资企业出口有很强的正相关反而与一般贸易等成负相关，这是因为国有企业在于三资企业、私营企业的竞争中处于劣势，生产不断萎缩的缘故。,六、结论,综合以上的分析，本文认为作为广州的主要出口国，美国和日本的经济波动，特别是美国，对广州出口有重要的影响。这也表明，广州的出口范围过于集中，