毕业论文1

2012届国际经济与贸易专业毕业论文 图5 2010年浙江服务贸易进出口构成

35.0%旅游30.0%.0 .0.0.0%5.0%0.0%保险金融服务建筑安装和工程承包运输计算机和信息服务专有权利使用费和特许费教育医疗保健通讯邮电咨询广告宣传电影音像其他商业服务

图6 2010年浙江服务贸易出口行业构成

三、服务贸易对浙江经济增长拉动作用的实证分析

(一)服务贸易对浙江经济增长拉动作用的经验检验

本文利用ADF检验、回归残差的ADF检验的协整检验和Granger因果关系检验的计量方法对服务进出口、服务业FDI与经济增长的关系进行实证研究。

1、变量选取与数据来源

为实证分析服务贸易对浙江经济增长的影响，本文选取的被解释变量为浙江省生产总值( GDP)， 解释变量为服务贸易进口额(IMPORT) 、服务贸易出口额( EXPORT) 、其且都以亿美元为单位。选取样本区间为2000年至2010年，2007年、2008年数据取自中国服务贸易指南网，2000年-2006年数据来自《浙江金融年鉴》的统计，2009年、2010年的数据来自浙江统计局，服务业FDI数据来自浙江对外贸易经济合作厅统计。文中所有计量分析,均使用Eviews5.0 计量软件进行。

2、模型设定

为了研究的方便，并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会改变其性质和相互关系，且更容易得到平稳的时间序列，所以模型中的变量均采用取对数后的变量，建立如下回归模型：

LNGDP=α1+α2LNEXPORT+α3lNIMPORT+α4LNFDI+ε[38]3、检验过程及结果分析

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(1.1)

何婧：服务贸易对浙江经济增长拉动作用的实证分析

(1)变量的平稳性检验

对变量进行协整分析之前，首先需要对每个变量的平稳性作检验，只有变量在同阶单整的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性。结果如表7所示。

表7 变量ADF单位根检验结果 变量 LNGDP DLNGDP LNEXPORT DLNEXPORT LNIMPORT DLNIMPORT LNFDI DLNFDI 检验类型 (C.K.T) (C.K.1) (C.N.1) (C.N.1) (C.K.0) (C.K.1) (C.N.1) (0.N.1) (0.N.0) ADF值 -3.544 -3.705 -2.847 -8.317 -2.961 -3.621 1.176 -1.963 临界值 -4.108(5%) -3.321(5%) -3.260(5%) -4.108(5%) -4.108(5%) -3.321(5%) -1.988(5%) -1.600(10%) 结论 非平稳 平稳 非平稳 平稳 非平稳 平稳 非平稳 平稳 注：检验模型类型是指方程式的具体形式：是否包括常数C，趋势项K和最优滞后期T,0为无常

数项，N为无趋势项，T的选择以DW值接近2，即检验式的随机误差项不存在自相关为标准。D表示一阶差分。

表7检验结果表明，LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI都是1阶单整的时间序列变量。LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI的原值在5%的显著性水平下均无法通过平稳性检验，LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI的一阶差分序列至少在10%的显著水平通过平稳性检验，拒绝了存在单位根的假设，说明这四个变量具有一阶单整性I(1)。

(2)协整检验

单位根检验表明，服务进口、出口和服务业FDI及GDP 的对数序列数据都是一阶单整的，它们之间应该存在一个平稳的线性组合，即服务的进口、出口和服务业FDI及GDP 之间应该存在一个长期的稳定关系。协整检验是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系的验证方法。本文利用回归残差的ADF检验协整检验检验非平稳的时间序列变量之间的协整关系。对方程1.1回归结果如下：

表8 LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI简单线性回归结果

Variable C

Coefficient Std. Error 5.266623

0.194425

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t-Statistic 27.08818

Prob. 0.0000

2012届国际经济与贸易专业毕业论文

LNEXPORT LNIMPORT LNFDI R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

0.278632 0.296295 0.079700 0.990065 0.985808 0.071241 0.035527 15.93611 2.126754

0.106449 0.117827 0.138071

2.617522 2.514652 0.577238

0.0345 0.0401 0.5819 7.423976 0.598003 -2.170202 -2.025513 232.5335 0.000000

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion

F-statistic Prob(F-statistic)

数据来源：采用Eviews5.0分析所得结果

由表8可得：

LNGDP=5.266623+0.278632LNEXPORT+0.296295LNIMPORT+0.079700LNFDI (27.0882) ( 2.6175 ) (2.5147) (0.5772 )

R2 =0.990065 DW=2.126754 (1.1)

表8结果显示，在LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI的简单线性回归模型中，常数项的T统计量的伴随概率为0.0000小于0.001，说明检验结果呈现高度显著性。LNEXPORT、LNIMPORT的T统计量的伴随概率分别为0.0345、0.0401均小于0.05，说明服务进出口对浙江经济增长的正向拉动作用显著，而LNFDI的T统计量的伴随概率为0.5819大于0.05，表明服务业FDI对浙江经济经济增长正向的拉动作不显著。回归模型的可决系数R2为0.990065接近于1，说明回归模型的拟合优度较高。表8中显示D.W.统计值为2.126754接近与2，说明回归模型1.1的残差项不存在序列自相关问题。如图7

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何婧：服务贸易对浙江经济增长拉动作用的实证分析

图7 LNGDP、LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI 简单线性回归的残差趋势图

接着检验方程(1.1)的残差项是否为平稳序列，见表9

表9 残差项的平稳性检验

变量 e 差分阶数 LEVEL ADF值 -3.277 5%临界值 -1.982 结论 平稳 数据来源：由Eview5.0处理而得

由上表可知，ADF检验值小于5%显著水平时的临界值，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，表明LNGDP与LNEXPORT、LNIMPORT、LNFDI具有协整关系，也就是说它们之间存在长期均衡关系，所以模型（1.1）就是所得的协整方程。从协整方程可看出, 经济增长与服务进出口、服务业FDI均呈正相关关系, 经济增长的出口弹性为0.2786, 进口弹性为0.2963 , 服务业FDI的弹性为0.0797，即服务贸易出口增长1 %将导致经济增长0.2786% , 服务贸易进口增长1%将导致经济增长0.2963%,服务业FDI增长1 %将导致经济增长0.0797% 服务贸易进口对经济增长的影响程度大于服务贸易出口和服务业FDI。

(3)Granger 因果关系检验

协整检验结果只告诉了我们变量之间是否存在长期的均衡关系, 但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger 因果关系检验可以解决此类

问题。根据赤池信息准则确定各变量的滞后阶数为1, 对各变量的因果关系检验结果如表10所示。

表10 Granger检验结果

Null Hypothesis:

LNIMPORT does not Granger Cause LNEXPORT LNEXPORT does not Granger Cause LNIMPORT LNGDP does not Granger Cause LNEXPORT LNEXPORT does not Granger Cause LNGDP LNGDP does not Granger Cause LNIMPORT LNIMPORT does not Granger Cause LNGDP

9 9 Obs 9

F-Statistic 0.56123 3.63280 0.11957 7.93238 0.95647 6.99832

Probability 0.60976 0.12607 0.89036 0.04055 0.13318 0.03163

查表在95%置信区间下的临界值为4.46。

Granger检验结果分析, 因为4.46小于滞后期为2时的7.93238和6.99832，因此表明服务进出口增长是GDP增长的Granger原因,而4.46分别大于0.56123、3.63280、0.11957和0.95647，因此GDP增长不是服务进出口增长的格兰杰原因，服

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