計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-中國(guó)進(jìn)出口總額的影響因素分析

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末論文中國(guó)進(jìn)出口總額的影響因素分析所在院系：數(shù)金院所在班級(jí)：金工1402姓名：王為漢學(xué)號(hào)：14442206摘要：隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，中國(guó)進(jìn)出口總額也快速增長(zhǎng)，但是影響其增速的因素有很多，因此，本文在相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，用Eview軟件處理數(shù)據(jù)，采取計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，對(duì)影響中國(guó)進(jìn)出口總額的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究我國(guó)進(jìn)出口總額與人民幣對(duì)美元匯率，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額以及外匯儲(chǔ)備的關(guān)聯(lián)。通過(guò)多元回歸分析來(lái)驗(yàn)證其關(guān)系，并基于實(shí)證分析的結(jié)果，提出相應(yīng)對(duì)策或建議。關(guān)鍵詞：進(jìn)出口總額，GDP，人民幣對(duì)美元匯率，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資引言中國(guó)對(duì)外貿(mào)易在20年以來(lái)，從一個(gè)較低的水平發(fā)展到了一個(gè)很高的水平，進(jìn)出口總額占GDP的比例從1995年的38.36%上升到了2014年的41.55%，雖然增加的百分比不高，但是進(jìn)出口值從1995年的2808.60億美元增加到2004年的43015.27億美元，大致在20年里翻了15倍。很顯然，對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了不可低估的作用。但是，越來(lái)越高的進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)，直接的結(jié)果就是我國(guó)外貿(mào)依存度的迅速攀升，這在一定程度上造成國(guó)民經(jīng)濟(jì)的過(guò)分對(duì)外依賴,國(guó)際經(jīng)濟(jì)形式的風(fēng)云變幻在一等程度上會(huì)嚴(yán)重影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從目前的理論的研究來(lái)看，影響我國(guó)進(jìn)出口發(fā)展的因素主要有人民幣對(duì)美元匯率，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，實(shí)際利用外資額，外匯儲(chǔ)備等。因此，本文通過(guò)構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)以上因素與進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。理論基礎(chǔ)2.1理論模型建立回歸模型如下：其中，進(jìn)出口總額為被解釋變量Y,人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實(shí)際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲(chǔ)備為解釋變量X6。為準(zhǔn)確計(jì)算，將以上除人民幣對(duì)美元匯率以外的五個(gè)變量單位統(tǒng)一為（億美元）。以下是各個(gè)影響因素對(duì)進(jìn)出口總額的影響原理：1.人民幣對(duì)美元匯率——X2，匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響有很多解釋，這里主要從其一般性的原理和政策性方面加以闡述。一般情況下，如果人民幣對(duì)外升值，以外幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格將上升，這將會(huì)削弱中國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)能力，導(dǎo)致出口減少，出口總額下降。反之，如果人民幣對(duì)外貶值，以外幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格將下降，這樣就能增強(qiáng)中國(guó)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，使得出口增加，出口總額上升。再有,1994年實(shí)施的匯率并軌，國(guó)內(nèi)銀行掛牌的美元兌人民幣的年平均匯率從1993年的5.7620元驟升至8.6187元,人民幣大幅度的貶值對(duì)出口產(chǎn)生巨大影響，使外貿(mào)依存度一度高達(dá)46.6%。可見(jiàn)政策因素通過(guò)對(duì)匯率的影響對(duì)進(jìn)出口總額起間接影響作用。2.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）——X3,一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國(guó)民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，與國(guó)外的聯(lián)系也會(huì)越緊密，從而推動(dòng)國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，GDP已經(jīng)躍居世界第,二位，與此同時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易也發(fā)展迅速。3.全社會(huì)固定資產(chǎn)投資——X4，固定資產(chǎn)的投入可以引起國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，改善投資環(huán)境，提高國(guó)內(nèi)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)對(duì)外貿(mào)易的總額有比較直接的影響。4.實(shí)際利用外資額——X5,實(shí)際利用外資金額包括對(duì)外借款額，外商直接投資和外商其他投資。我國(guó)進(jìn)出口額增量60%以上是由外商投資個(gè)體企業(yè)喲喲其實(shí)制造業(yè)，在外商投資中制造業(yè)占七成，外資主要投向制造業(yè)使得中國(guó)制造加工業(yè)日益融入全球生產(chǎn)，如果外資不斷進(jìn)入那么中國(guó)的進(jìn)出口將保持高速增長(zhǎng)。相反外資撤走對(duì)我國(guó)的打擊將是很大的，所以實(shí)際利用外資金額這一因素很重要。5.外匯儲(chǔ)備——X6，此因素對(duì)進(jìn)出口總額直接相關(guān)。3.模型設(shè)定3.1數(shù)據(jù)來(lái)源（或者樣本選?。┩ㄟ^(guò)訪問(wèn)中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，得到我國(guó)自1995年起至2014年歷年的相關(guān)數(shù)據(jù)，以進(jìn)出口總額為被解釋變量Y,人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)為解釋變量X2，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量X3，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資為解釋變量X4，實(shí)際利用外資額為解釋變量X5，外匯儲(chǔ)備為解釋變量X6。為準(zhǔn)確計(jì)算，將以上除人民幣對(duì)美元匯率以外的五個(gè)變量單位統(tǒng)一為（億美元）。YX2X3X4X5X619952808.60835.107320.062397.23481.33735.9719962898.80831.428608.442755.95548.051050.2919973251.60828.989581.593008.65644.081398.9019983239.50827.9110252.773431.07585.571449.5919993606.30827.8310894.473606.38526.591546.7520004742.90827.8412052.613976.34593.561655.7420015096.50827.7013322.514496.01496.722121.6520026207.70827.7014619.065255.52550.112864.0720038509.88827.7016499.296713.38561.404032.51200411545.50827.6819417.468515.06640.726099.32200514219.10819.1722693.1910837.02638.058188.72200617604.40797.1827303.3213798.41670.7610663.40200721765.70760.4035247.1618059.43783.3915282.49200825632.55694.5145607.9424884.94952.5319460.30200922075.35683.1050597.1632879.34918.0423991.52201029739.98676.9560403.7237179.081088.2128473.38201136418.86645.8874955.6448226.471176.9831811.48201238671.19631.2584613.5459357.581132.9433115.89201341589.93619.3294945.8872061.951187.213821327614.28103521.2083352.971197.0538430.18數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局3.2模型建立1.2.估計(jì)DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/05/16Time:13:25Sample:19952014Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-63561.3125777.47-2.4657700.0272X271.7361628.224642.5416140.0235X31.0815690.2385184.5345390.0005X4-0.7714970.180576-4.2724230.0008X5-2.1052788.424594-0.2498970.8063X60.4261960.2993151.4239070.1764R-squared0.992286

Meandependentvar17131.98AdjustedR-squared0.989531

S.D.dependentvar14307.67S.E.ofregression1463.949

Akaikeinfocriterion17.65899Sumsquaredresid30004060

Schwarzcriterion17.95771Loglikelihood-170.5899

Hannan-Quinncriter.17.71730F-statistic360.1689

Durbin-Watsonstat0.848167Prob(F-statistic)0.000000

(25777.47)(28.2246)(0.2385)(0.1806)(8.4246)(0.2993)(-2.4658)(2.5416)(4.5345)(-4.2724)(-0.2499)(1.4239)3.3模型檢驗(yàn)及修正1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)每增加1單位，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)71.7362億美元：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)1.0816億美元：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)減少0.7715億美元：實(shí)際利用外資額每增加1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)減少2.1053億美元：外匯儲(chǔ)備每增加1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)0.4262億美元。2.回歸方程和回歸參數(shù)的檢驗(yàn)由圖表中的數(shù)據(jù)可以得到：，修正的可決系數(shù)，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。F檢驗(yàn)：由相關(guān)數(shù)據(jù)可知n=20，k=6，在給定顯著性水平，查表可得,而由以上數(shù)據(jù)的F=360.1689,由于F=360.1689>,說(shuō)明回歸方程顯著，即“人民幣對(duì)美元匯率”，“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”，“全社會(huì)固定資產(chǎn)投資”，“實(shí)際利用外資額”，“外匯儲(chǔ)備”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“進(jìn)出口總額”有顯著影響。t檢驗(yàn)：針對(duì)給出顯著性水平查t分布表的自由度為n-k=14臨界值由圖一數(shù)據(jù)可得對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為(-2.4658)(2.5416)(4.5345)(-4.2724)(-0.2499)(1.4239)除去、的t統(tǒng)計(jì)量大于2.145外，其余t統(tǒng)計(jì)量均小于2.145，3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)及修正計(jì)算得到相關(guān)系數(shù)矩陣表如下：相關(guān)系數(shù)矩陣X2X3X4X5X6X2

1.000000-0.976237-0.954017-0.983306-0.988407X3-0.976237

1.000000

0.992698

0.967995

0.989048X4-0.954017

0.992698

1.000000

0.939957

0.968330X5-0.983306

0.967995

0.939957

1.000000

0.983648X6-0.988407

0.989048

0.968330

0.983648

1.000000以X2為被解釋變量作對(duì)解釋變量X3、X4、X5、X6的輔助線性回歸如下圖DependentVariable:X2Method:LeastSquaresDate:06/05/16Time:14:32Sample:19952014Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C902.797835.6527125.322000.0000X30.0004960.0021780.2276660.8230X4-0.0004270.001648-0.2593710.7989X5-0.1192050.070655-1.6871300.1123X6-0.0042860.002505-1.7110810.1077R-squared0.980812

Meandependentvar761.5950AdjustedR-squared0.975695

S.D.dependentvar85.90146S.E.ofregression13.39220

Akaikeinfocriterion8.239540Sumsquaredresid2690.265

Schwarzcriterion8.488473Loglikelihood-77.39540

Hannan-Quinncriter.8.288134F-statistic191.6798

Durbin-Watsonstat1.246669Prob(F-statistic)0.000000如上是X2為被解釋變量的一元線性回歸模型，以此類推，分別做出以X3、X4、X5、X6為被解釋變量的一元線性回歸模型，得表如下：被解釋變量可決系數(shù)的值方差擴(kuò)大因子X(jué)20.980826.2941X30.9980250.2502X40.994591.1597X50.976721.7122X60.993476.0084由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經(jīng)驗(yàn)表明，方差擴(kuò)大因子VIF大于等于10時(shí)，通常說(shuō)明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，這里X2X3X4X5X6的方差擴(kuò)大因子遠(yuǎn)大于10，表明存在嚴(yán)重的多重共線性。多重共線性的修正運(yùn)用逐步回歸法中做出回歸結(jié)果如下：DependentVariable:YMethod:StepwiseRegressionDate:06/05/16Time:14:43Sample:19952014Includedobservations:20NoalwaysincludedregressorsNumberofsearchregressors:6Selectionmethod:StepwisebackwardsStoppingcriterion:p-valueforwards/backwards=0.05/0.05VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.*

X31.3097400.1499548.7342640.0000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229R-squared0.991169

Meandependentvar17131.98AdjustedR-squared0.989513

S.D.dependentvar14307.67S.E.ofregression1465.216

Akaikeinfocriterion17.59425Sumsquaredresid34349712

Schwarzcriterion17.79340Loglikelihood-171.9425

Hannan-Quinncriter.17.63312F-statistic598.5695

Durbin-Watsonstat0.477903Prob(F-statistic)0.000000SelectionSummaryRemovedX5RemovedX6*Note:p-valuesandsubsequenttestsdonotaccountforstepwise

selection.由上圖可知，修正保存了X2,X3,X4三個(gè)變量，剔除了X5,X6兩個(gè)變量。自相關(guān)檢驗(yàn)：根據(jù)多重共線性修正得出的結(jié)果，以Y為解釋變量， X2,X3,X4為解釋變量，使用普通最小二乘法得：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/05/16Time:15:44Sample:19952014Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-52553.9919494.75-2.6958020.0159X255.6771722.116032.5175030.0229X31.3097400.1499548.7342640.0000X4-0.9006010.135568-6.6431760.0000R-squared0.991169

Meandependentvar17131.98AdjustedR-squared0.989513

S.D.dependentvar14307.67S.E.ofregression1465.216

Akaikeinfocriterion17.59425Sumsquaredresid34349712

Schwarzcriterion17.79340Loglikelihood-171.9425

Hannan-Quinncriter.17.63312F-statistic598.5695

Durbin-Watsonstat0.477903Prob(F-statistic)0.000000Se=（19494.75）（22.1160）（0.1500）（0.1356）t=（-2.6958）（2.5175）（8.7343）（-6.6432）DW=0.4779該回歸方程可決系數(shù)高，回歸系數(shù)顯著。對(duì)樣本量為20、三個(gè)解釋變量、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，,.模型中DW<,說(shuō)明模型中存在自相關(guān)。自相關(guān)的修正：使用迭代法作廣義差分回歸，作模型的一階自相關(guān)，得圖如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/05/16Time:16:06Sample(adjusted):19962014Includedobservations:19afteradjustmentsConvergenceachievedafter15iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-53252.0225351.25-2.1005680.0543X255.9844428.635271.9550870.0708X31.2890300.1556998.2789620.0000X4-0.8614880.127544-6.7544300.0000AR(1)0.7433470.2343853.1714800.0068R-squared0.996302

Meandependentvar17885.84AdjustedR-squared0.995245

S.D.dependentvar14285.82S.E.ofregression985.1144

Akaikeinfocriterion16.84433Sumsquaredresid13586306

Schwarzcriterion17.09286Loglikelihood-155.0211

Hannan-Quinncriter.16.88639F-statistic942.8445

Durbin-Watsonstat1.009324Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots

.74上圖中DW=1.009324,可以判斷,不能判斷是否有自相關(guān)。因此作其二階自相關(guān)得：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/05/16Time:16:10Sample(adjusted):19972014Includedobservations:18afteradjustmentsConvergenceachievedafter10iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-26047.0815929.44-1.6351540.1280X223.8171418.324431.2997480.2181X31.3337110.08320016.030270.0000X4-1.0353820.075461-13.720760.0000AR(1)1.4856450.1647999.0149170.0000AR(2)-0.9285670.184593-5.0303390.0003R-squared0.998483

Meandependentvar18718.46AdjustedR-squared0.997850

S.D.dependentvar14217.70S.E.ofregression659.1853

Akaikeinfocriterion16.08109Sumsquaredresid5214304.

Schwarzcriterion16.37788Loglikelihood-138.7298

Hannan-Quinncriter.16.12201F-statistic1579.295

Durbin-Watsonstat2.352249Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots

.74-.61i

.74+.61i上圖中DW=2.3522，可以判斷4->DW>,說(shuō)明在5%得顯著性水平下廣義差分后模型中已無(wú)自相關(guān)。異方差檢驗(yàn)：對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)，得出White檢驗(yàn)結(jié)果如圖：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic0.882676

Prob.F(3,16)0.4710Obs*R-squared2.840009

Prob.Chi-Square(3)0.4170ScaledexplainedSS0.934086

Prob.Chi-Square(3)0.8172TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/05/16Time:16:27Sample:19952014Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C6218550.9464792.0.6570190.5205X2^2-6.82036813.64616-0.4998010.6240X3^20.0002090.0016210.1291370.8989X4^2-0.0008820.002054-0.4293990.6734R-squared0.142000

Meandependentvar1717486.AdjustedR-squared-0.018874

S.D.dependentvar1786446.S.E.ofregression1803226.

Akaikeinfocriterion31.82491Sumsquaredresid5.20E+13

Schwarzcriterion32.02406Loglikelihood-314.2491

Hannan-Quinncriter.31.86378F-statistic0.882676

Durbin-Watsonstat1.386225Prob(F-statistic)0.470952由上述結(jié)果可知，,由White檢驗(yàn)知，在的情況下，查分布表，得臨界值。比較計(jì)算統(tǒng)計(jì)量和臨界值，因?yàn)?lt;，所以表明模型不存在異方差。設(shè)定誤差：依據(jù)表中1995-2014年的數(shù)據(jù)，生成新變量lnY=log(Y)、lnX2=log(X2)、lnX3=log（X3）和lnX4=log(X4)的回歸如下：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/05/16Time:19:11Sample:19952014Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-35.758615.694381-6.2796300.0000LNX24.6135400.6539977.0543700.0000LNX30.8641120.6118031.4124020.1770LNX40.6145920.4392411.3992130.1808R-squared0.990821

Meandependentvar9.328067AdjustedR-squared0.989100

S.D.dependentvar1.003569S.E.ofregression0.104774

Akaikeinfocriterion-1.497171Sumsquaredresid0.175641

Schwarzcriterion-1.298024Loglikelihood18.97171

Hannan-Quinncriter.-1.458295F-statistic575.7279

Durbin-Watsonstat1.444893Prob(F-statistic)0.000000回歸結(jié)果的殘差圖見(jiàn)附表。由上圖可知，該模型的DW統(tǒng)計(jì)量為1.4449，而n=20和k=3，的DW統(tǒng)計(jì)量的臨界值是。由于，不能確定該模型是否存在遺漏變量。對(duì)該模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)設(shè)定lnX8是lnX2的滯后變量，再加入一個(gè)新的解釋變量X7,X7是城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額。按照LM檢驗(yàn)步驟，首先生成其殘差序列e1，再用e1對(duì)全部解釋變量進(jìn)行回歸，得圖如下DependentVariable:E1Method:LeastSquaresDate:06/05/16Time:21:53Sample(adjusted):19962014Includedobservations:19afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2.5299905.225972-0.4841190.6364LNX20.5914161.1735550.5039530.6227LNX30.2517400.5468610.4603360.6529LNX40.0010040.2888170.0034770.9973LNX8-0.3068590.794080-0.3864330.7054LNX7-0.1959040.270671-0.7237730.4820R-squared0.038735

Meandependentvar-3.74E-15AdjustedR-squared-0.330982

S.D.dependentvar0.047440S.E.ofregression0.054731

Akaikeinfocriterion-2.720692Sumsquaredresid0.038941

Schwarzcriterion-2.422448Loglikelihood31.84657

Hannan-Quinncriter.-2.670217F-statistic0.104769

Durbin-Watsonstat1.861468Prob(F-statistic)0.989325對(duì)于受約束回歸，查表得由上圖中可決系數(shù)計(jì)算,顯然，，不拒絕絕原假設(shè)，即該模型不存在重要的遺漏變量。4.結(jié)論4.1實(shí)證的結(jié)果實(shí)證結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，人民幣對(duì)美元匯率(美元=100)(元)每增加1單位，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)23.8171億美元：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)增長(zhǎng)1.3337億美元：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1億美元，平均說(shuō)來(lái)進(jìn)出口總額會(huì)減少1.0354億美元：4.2實(shí)證的局限性此模型數(shù)據(jù)年份跨度較小，尤其沒(méi)有兼顧到1994年中國(guó)實(shí)行匯率并軌從而影響到進(jìn)出口總額的情況；匯率變化采用的是年平均數(shù)，不足以顯示匯率短期變化對(duì)進(jìn)出口總額的影響。此外，影響進(jìn)出口總額的因素還有很多，例如政治因素，環(huán)境因素等。因此，此模型得出的結(jié)論有可能與實(shí)際情況有些偏差。5.政策建議1.在現(xiàn)有的人民幣匯率基礎(chǔ)上，再次通過(guò)漸進(jìn)的人民幣升值來(lái)實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口總額的下降，進(jìn)而促進(jìn)外貿(mào)依存度的降低。(1)人民幣升值，意味著勞動(dòng)力收入提高，這無(wú)疑可以提高我國(guó)居民的購(gòu)買力，這有利于刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)。(2)人民幣升值，意味著勞動(dòng)力成本上升，這必然會(huì)導(dǎo)致一些競(jìng)爭(zhēng)力差的企業(yè)放棄出口，減少我國(guó)的出口額。另外，根據(jù)日本的經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，本幣升值還可以在間接上起到調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的作用2.一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。因此，國(guó)家應(yīng)該促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，適當(dāng)增加財(cái)政收入，但要防止房地產(chǎn)泡沫的出現(xiàn)。應(yīng)該擴(kuò)大內(nèi)需，增加老百姓收入；貫徹落實(shí)節(jié)能減排的政策；還應(yīng)該大力引進(jìn)外資，發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)。參考文獻(xiàn)[1].張曉靜.我國(guó)進(jìn)出口總額影響因素的實(shí)證分析[J].中國(guó)市場(chǎng),2016(11).[2].宋潔明,陳旻瑞.我國(guó)金融服務(wù)貿(mào)易出口額影響因素的實(shí)證分析[J].商,2016(6).[3].邢友萍,徐舜.中國(guó)貨物出口額影響因素的實(shí)證分析[J].商情,2014(26):49-49.[4].何澤.影響中國(guó)進(jìn)出口總額的因素分析[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化,2007(17):13-13.[5].劉雪倩.影響中國(guó)進(jìn)出口總額的因素分析[J].新財(cái)經(jīng):理論版,2011(2).[6].韓德光.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易中影響進(jìn)口額的因素分析[J].北方經(jīng)貿(mào),2001(12):48-50.[7].李曉琳.基于計(jì)量模型的中國(guó)進(jìn)口額影響因素分析[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化,2015(3):271-274.[8].原博.中國(guó)進(jìn)口總額影響因素分析[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化,2012(21):161-161.基于C8051F單片機(jī)直流電動(dòng)機(jī)反饋控制系統(tǒng)的設(shè)計(jì)與研究基于單片機(jī)的嵌入式Web服務(wù)器的研究MOTOROLA單片機(jī)MC68HC（8）05PV8/A內(nèi)嵌EEPROM的工藝和制程方法及對(duì)良率的影響研究基于模糊控制的電阻釬焊單片機(jī)溫度控制系統(tǒng)的研制基于MCS-51系列單片機(jī)的通用控制模塊的研究基于單片機(jī)實(shí)現(xiàn)的供暖系統(tǒng)最佳啟停自校正（STR）調(diào)節(jié)器單片機(jī)控制的二級(jí)倒立擺系統(tǒng)的研究基于增強(qiáng)型51系列單片機(jī)的TCP/IP協(xié)議棧的實(shí)現(xiàn)基于單片機(jī)的蓄電池自動(dòng)監(jiān)測(cè)系統(tǒng)基于32位嵌入式單片機(jī)系統(tǒng)的圖像采集與處理技術(shù)的研究基于單片機(jī)的作物營(yíng)養(yǎng)診斷專家系統(tǒng)的研究基于單片機(jī)的交流伺服電機(jī)運(yùn)動(dòng)控制系統(tǒng)研究與開(kāi)發(fā)基于單片機(jī)的泵管內(nèi)壁硬度測(cè)試儀的研制基于單片機(jī)的自動(dòng)找平控制系統(tǒng)研究基于C8051F040單片機(jī)的嵌入式系統(tǒng)開(kāi)發(fā)基于單片機(jī)的液壓動(dòng)力系統(tǒng)狀態(tài)監(jiān)測(cè)儀開(kāi)發(fā)模糊Smith智能控制方法的研究及其單片機(jī)實(shí)現(xiàn)一種基于單片機(jī)的軸快流CO〈,2〉激光器的手持控制面板的研制基于雙單片機(jī)沖床數(shù)控系統(tǒng)的研究基于CYGNAL單片機(jī)的在線間歇式濁度儀的研制基于單片機(jī)的噴油泵試驗(yàn)臺(tái)控制器的研制基于單片機(jī)的軟起動(dòng)器的研究和設(shè)計(jì)基于單片機(jī)控制的高速快走絲電火花線切割機(jī)床短循環(huán)走絲方式研究基于單片機(jī)的機(jī)電產(chǎn)品控制系統(tǒng)開(kāi)發(fā)基于PIC單片機(jī)的智能手機(jī)充電器基于單片機(jī)的實(shí)時(shí)內(nèi)核設(shè)計(jì)及其應(yīng)用研究基于單片機(jī)的遠(yuǎn)程抄表系統(tǒng)的設(shè)計(jì)與研究基于單片機(jī)的煙氣二氧化硫濃度檢測(cè)儀的研制基于微型光譜儀的單片機(jī)系統(tǒng)單片機(jī)系統(tǒng)軟件構(gòu)件開(kāi)發(fā)的技術(shù)研究基于單片機(jī)的液體點(diǎn)滴速度自動(dòng)檢測(cè)儀的研制基于單片機(jī)系統(tǒng)的多功能溫度測(cè)量?jī)x的研制基于PIC單片機(jī)的電能采集終端的設(shè)計(jì)和應(yīng)用基于單片機(jī)的光纖光柵解調(diào)儀的研制氣壓式線性摩擦焊機(jī)單片機(jī)控制系統(tǒng)的研制基于單片機(jī)的數(shù)字磁通門傳感器基于單片機(jī)的旋轉(zhuǎn)變壓器-數(shù)字轉(zhuǎn)換器的研究基于單片機(jī)的光纖Bragg光柵解調(diào)系統(tǒng)的研究單片機(jī)控制的便攜式多功能乳腺治療儀的研制基于C8051F020單片機(jī)的多生理信號(hào)檢測(cè)儀基于單片機(jī)的電機(jī)運(yùn)動(dòng)控制系統(tǒng)設(shè)計(jì)Pico專用單片機(jī)核的可測(cè)性設(shè)計(jì)研究基于MCS-51單片機(jī)的熱量計(jì)基于雙單片機(jī)的智能遙測(cè)微型氣象站MCS-51單片機(jī)構(gòu)建機(jī)器人的實(shí)踐研究基于單片機(jī)的輪軌力檢測(cè)基于單片機(jī)的GPS定位儀的研究與實(shí)現(xiàn)基于單片機(jī)的電液伺服控制系統(tǒng)用于單片機(jī)系統(tǒng)的MMC卡文件系統(tǒng)研制基于單片機(jī)的時(shí)控和計(jì)數(shù)系統(tǒng)性能優(yōu)化的研究基于單片機(jī)和CPLD的粗光柵位移測(cè)量系統(tǒng)研究單片機(jī)控制的后備式方波UPS提升高職學(xué)生單片機(jī)應(yīng)用能力的探究基于單片機(jī)控制的自動(dòng)低頻減載裝置研究基于單片機(jī)控制的水下焊接電源的研究基于單片機(jī)的多通道數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)基于uPSD3234單片機(jī)的氚表面污染測(cè)量?jī)x的研制基于單片機(jī)的紅外測(cè)油儀的研究96系列單片機(jī)仿真器研究與設(shè)計(jì)基于單片機(jī)的單晶金剛石刀具刃磨設(shè)備的數(shù)控改造基于單片機(jī)的溫度智能控制系統(tǒng)的設(shè)計(jì)與實(shí)現(xiàn)基于MSP430單片機(jī)的電梯門機(jī)控制器的研制基于單片機(jī)的氣體測(cè)漏儀的研究基于三菱M16C/6N系列單片機(jī)的CAN/USB協(xié)議轉(zhuǎn)換器基于單片機(jī)和DSP的變壓器油色譜在線監(jiān)測(cè)技術(shù)研究基于單片機(jī)的膛壁溫度報(bào)警系統(tǒng)設(shè)計(jì)基于AVR單片機(jī)的低壓無(wú)功補(bǔ)償控制器的設(shè)計(jì)基于單片機(jī)船舶電力推進(jìn)電機(jī)監(jiān)測(cè)系統(tǒng)基于單片機(jī)網(wǎng)絡(luò)的振動(dòng)信號(hào)的采集系統(tǒng)基于單片機(jī)的大容量數(shù)據(jù)存儲(chǔ)技術(shù)的應(yīng)用研究基于單片機(jī)的疊圖機(jī)研究與教學(xué)方法實(shí)踐基于單片機(jī)嵌入式Web服務(wù)器技術(shù)的研究及實(shí)現(xiàn)基于AT89S52單片機(jī)的通用數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)基于單片機(jī)的多道脈沖幅度分析儀研究機(jī)器人旋轉(zhuǎn)電弧傳感角焊縫跟蹤單片機(jī)控制系統(tǒng)基于單片機(jī)的控制系統(tǒng)在PLC虛擬教學(xué)實(shí)驗(yàn)中的應(yīng)用研究基于單片機(jī)系統(tǒng)的網(wǎng)絡(luò)通信研究與應(yīng)用基于PIC16F877單片機(jī)的莫爾斯碼自動(dòng)譯碼系統(tǒng)設(shè)計(jì)與研究基于單片機(jī)的模糊控制器在工業(yè)電阻爐上的應(yīng)用研究基于雙單片機(jī)沖床數(shù)控系統(tǒng)的研究與開(kāi)發(fā)基于Cygnal單片機(jī)的μC/OS-Ⅱ的研究基于單片機(jī)的一體化智能差示掃描量熱儀系統(tǒng)研究基于TCP/IP協(xié)議的單片機(jī)與Internet互聯(lián)的研究與實(shí)現(xiàn)變頻調(diào)速液壓電梯單片機(jī)控制器的研究基于單片機(jī)γ-免疫計(jì)數(shù)器自動(dòng)換樣功能的研究與實(shí)現(xiàn)基于單片機(jī)的倒立擺控制系統(tǒng)設(shè)計(jì)與實(shí)現(xiàn)\t"_bla