河北省GDP影響因素分析

1、學(xué)號： 河北聯(lián)合大學(xué)金融計量經(jīng)濟學(xué)課程設(shè)計學(xué) 院：河北聯(lián)合大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院系：金融系專 業(yè)：金融學(xué)班 級：姓 名：指導(dǎo)教師：2015年1月3日河北省gdp的影響因素分析報告摘要：國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)指按市場價格計算的一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果。相對于一個地區(qū)來說，則稱為地區(qū)生產(chǎn)總值或地區(qū)gdp。一直以來gdp是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟最核心的指標，雖然這種指標并非完美無缺，但在很大程度上能反映一個地區(qū)的發(fā)展情況，尤其是gdp總量是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模最有效地指標。研究影響gdp的相關(guān)因素并分析則顯得格為重要。關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值；地區(qū)gdp；經(jīng)濟；指標factor

2、s hebei gdp analysis reportsummary：gross domestic product (gdp) refers to a country at market prices (or region) the final results of all resident units in a given period of production activities. relative to a region, the region known as the regions gdp or gdp.gdp is a measure has been the core of

3、the economic indicators of a country or region, although this indicator is not perfect, but to a large extent reflect developments in a region, especially the gdp is a measure of a regions most efficient economies of scale ground targets.related factors affecting gdp and analyze it appears important

4、 grid.keywords: gdp, regional gdp, economic, indicators1、前言河北省是中國北方重要的沿海省份，是環(huán)渤海經(jīng)濟圈的重要組成部分，河北歷史悠久，文化燦爛，在區(qū)位、資源、交通、通信、產(chǎn)業(yè)、市場等方面具有獨特優(yōu)勢,擁有良好的發(fā)展環(huán)境，巨大的發(fā)展?jié)摿蛷V闊的發(fā)展前景。改革開放以來,河北省經(jīng)濟發(fā)展較快，人民生活總體上達到了小康水平。尤其近幾年河北省gdp的增長令人關(guān)注， 2013年河北全省生產(chǎn)總值比上年增長8.2%，全年城鎮(zhèn)居民家庭人均總收入24143元，比上年增長10.2%。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入22580元，增長9.9%。農(nóng)村居民人均純收入9

5、102元，增長12.6%，快于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。為了使經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，確切關(guān)注gdp的影響因素是必要的。而對于gdp來說，其實影響因素有很多，在這里就以下四個變量為影響因素進行分析。分別是，居民消費支出、經(jīng)營單位所在地出口總額、全社會固定資產(chǎn)投資、年末常住人口數(shù)。2、變量的選擇和模型的建立在此，我們將“gdp”設(shè)為因變量，把“居民消費”、“經(jīng)營單位所在地進出口總額”、“全社會固定資產(chǎn)投資”、“年末常住人口數(shù)”設(shè)為自變量。國內(nèi)生產(chǎn)總值：是一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果（簡稱gdp）。居民消費支出：指常住住戶在一定時期內(nèi)對于貨物和服務(wù)的全部最終消費支出。居民消費支

6、出除了直接以貨幣形式購買的貨物和服務(wù)的消費支出外，還包括以其他方式獲得的貨物和服務(wù)的消費支出，即所謂的虛擬消費支出。居民虛擬消費支出包括如下幾種類型：單位以實物報酬及實物轉(zhuǎn)移的形式提供給勞動者的貨物和服務(wù)；住戶生產(chǎn)并由本住戶消費了的貨物和服務(wù)，其中的服務(wù)僅指住戶的自有住房服務(wù)和付酬的家庭雇員提供的家庭和個人服務(wù)；金融機構(gòu)提供的金融媒介服務(wù)。經(jīng)營單位所在地進出口總額：是指商品經(jīng)營單位所在地進出口額指在所在地海關(guān)注冊登記的有進出口經(jīng)營權(quán)的企業(yè)實際出口額。全社會固定資產(chǎn)投資：指以貨幣形式表現(xiàn)的在一定時期內(nèi)全社會建造和購置固定資產(chǎn)的工作量以及與此有關(guān)的費用的總稱。該指標是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)

7、展速度的綜合性指標，又是觀察工程進度和考核投資效果的重要依據(jù)。年末人口數(shù):指每年12月31日24時的人口數(shù)。被解釋變量：y 河北省生產(chǎn)總值gdp(億元) 解釋變量一：x1 居民消費（億元）解釋變量二：x2 經(jīng)營單位所在地出口總額(億美元)解釋變量三：x3 全社會固定資產(chǎn)投資(億元)解釋變量四：x4 年末常住人口(萬人)將變量的數(shù)學(xué)形式確定為：一共有四個解釋變量，是常數(shù)，（i=1、2、3、4）是解釋變量的偏回歸系數(shù)，為隨機誤差項，用來表示解釋變量以外的其他因素的干擾。3、 數(shù)據(jù)來源與分析 數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫（由于國家統(tǒng)計局注明：2004年及以后年份地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)執(zhí)行國民經(jīng)

8、濟行業(yè)分類（gb/t4754-2002）,2004年以前地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)執(zhí)行國民經(jīng)濟行業(yè)分類（gb/t4754-1994），本文選取19944年至2013年間數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)表如下：表3.1 數(shù)據(jù)圖年份河北省gdp（億元）y居民消費（億元）x1出口總額(億美元)x2固定資本投資（億元）x3年末常住人口（萬人）x419942,187.49839.9723709.19638819952,849.521,081.0929939.32643719963,452.971,243.31311,187.70648419973,953.781,399.02321,469.99652519984,256.01

9、1,415.78311,591.76656919994,514.191,523.64311,770.47661420005,043.961,682.76371,816.79667420015,516.761,838.17401,912.53669920026,018.282,069.65462,020.38673520036,921.292,208.73592,477.98676920048,477.632,551.44933,218.766,809200510,012.112,916.001094,139.696,851200611,467.603,385.051285,470.246,89

10、8200713,607.323,921.631706,884.686,943200816,011.974,526.792408,866.566,989200917,235.485,043.3515712,269.807,034201020,394.265,731.4422615,083.407,194201124,515.766,892.6628616,389.337,241201226,575.017,808.3929619,661.287,288201328,301.418,448.0631023,194.237,333繪制各自變量與因變量散點圖，如下gdp與居民消費 gdp與經(jīng)營單位所在

11、地出口總額gdp與固定資本投資 gdp與年末常住人口 y與各變量的線性圖根據(jù)數(shù)據(jù)利用eviews得出回歸結(jié)果，如下圖：表3.2 ols回歸結(jié)果dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/31/14 time: 13:18sample: 1994 2013included observations: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-24180.187730.898-3.1277320.0069x11.9594680.4917993.9842890.0012x215.927

12、163.3776474.7154610.0003x30.1668820.0996871.6740560.1148x43.7726901.2401773.0420570.0082r-squared0.999089 mean dependent var11065.64adjusted r-squared0.998847 s.d. dependent var8386.568s.e. of regression284.8140 akaike info criterion14.35387sum squared resid1216786. schwarz criterion14.60280log like

13、lihood-138.5387 f-statistic4114.753durbin-watson stat1.692372 prob(f-statistic)0.000000由此可見，該模型的r2=0.999089，r2=0.998847,可決系數(shù)很高，f檢驗值4114.753明顯顯著。4、多重共線性檢驗（1）當=0.05時，t2(n-k)=t0.025(20-5)=2.131，可見x3的系數(shù)t檢驗不顯著，這表明可能存在多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇x1、x2、x3、x4數(shù)據(jù)，得相關(guān)細數(shù)矩陣表4.1 各變量間相關(guān)系數(shù)圖 變量x1x2x3x4x1 1.000000 0.975973

14、0.989501 0.966636x2 0.975973 1.000000 0.952537 0.948661x3 0.989501 0.952537 1.000000 0.931679x4 0.966636 0.948661 0.931679 1.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴重多重共線性。（2）修正多重共線性采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性的問題。分別做y對x1、x2、x3、x4的一元回歸，如下：表4.2 一元回歸估計結(jié)果變量x1x2x3x4參數(shù)估計值3.57503380.991181.18520428.24782t統(tǒng)計量79

15、.3210822.4485424.4016117.33809r20.9971470.9655130.9706570.943505r20.9969890.9635970.9690270.940366其中，加入x1的方程r2最大，以x1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。結(jié)果如下表所示。表4.3 加入新變量的回歸結(jié)果變量x1x2x3x4r2x1,x22.98438413.933180.998328x1,x34.061686-0.1652580.997252x1,x43.2540882.6969940.997442經(jīng)比較，加入x2的方程r2=0.998328，改進最大，且各參數(shù)的t檢驗顯著，選擇保留x

16、2，再加入其他新變量逐步回歸，結(jié)果如下表：表4.4 又加入新變量的回歸結(jié)果變量x1x2x3x4r2x1,x2，x33.152058（8.621597）13.08249（3.273859）-0.044693（-0.508285）0.998252x1,x2,x42.738681(16.35234)13.20472(4.228662)2.324214(2.480002)0.998717在x1，x2的基礎(chǔ)加入x3后的方程r2有所下降，且x3的參數(shù)的t檢驗變得不顯著。加入x4后，r2有所上升，且參數(shù)的t檢驗顯著。保留x4，去掉x3。得到最后修正多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：表4.5 修正后的模型回歸結(jié)果

17、variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-15471.306032.197-2.5647870.0208x12.7386810.16747916.352340.0000x213.204723.1226714.2286620.0006x42.3242140.9371822.4800020.0246r-squared0.998919 mean dependent var11065.64adjusted r-squared0.998717 s.d. dependent var8386.568s.e. of regression300.4287 a

18、kaike info criterion14.42515sum squared resid1444119. schwarz criterion14.62430log likelihood-140.2515 f-statistic4930.017durbin-watson stat1.147084 prob(f-statistic)0.000000則得到模型公式如下： = -15471.30 + 2.738681 x1 + 13.20472 x2+ 2.324214x4 t = (-2.564787) (16.35234) (4.228662) (2.480002)r2=0.998919 r2=

19、0.998717 f=4930.017 dw=1.1470845、檢驗自相關(guān)對樣本量為20、三個解釋變量的模型、1%顯著水平，查dw統(tǒng)計表克制，dl=0.773，du=1.411。模型中4-dudwdu,說明模型選擇較好，無自相關(guān)性，無需進行自相關(guān)處理。6、檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲钜獧z驗?zāi)Ｐ椭惺欠裼挟惙讲?，需要了解隨機誤差項的概率分布，由于隨機誤差很難直接觀測，只能對隨機誤差的分布特征進行某種推測，本文采用戈德菲爾德-夸特檢驗方法，此檢驗的基本思想是將樣本分為兩部分，然后分別對兩個樣本進行回歸，并計算比較兩個回歸的剩余平方和是否明顯顯著，以此來判斷是否存在異方差。1.排序：將解釋變量的取值按從小到大排

20、序。2.數(shù)據(jù)分組：將排列在中間的約1/4的觀察值刪除掉，記為c，再將剩余的分為兩個部分，每部分觀察值的個數(shù)為（n-c）/2=8。3.提出假設(shè):4.構(gòu)造f統(tǒng)計量：分別對上述兩個部分的觀察值求回歸模型，由此得到的兩個部分的殘差平方為和 。為前一部分樣本回歸產(chǎn)生的殘差平方和見圖6.1，為后一部分樣本回歸產(chǎn)生的殘差平方和見圖6.2。表6.1 前一部分樣本回歸結(jié)果variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-15340.378870.391-1.7293900.1588x12.9451440.6676284.4113590.0116x2-21.89740

21、17.96973-1.2185720.2900x42.4354471.4426641.6881600.1667r-squared0.997970 mean dependent var3971.835adjusted r-squared0.996447 s.d. dependent var1109.966s.e. of regression66.16267 akaike info criterion11.52896sum squared resid17510.00 schwarz criterion11.56868log likelihood-42.11585 f-statistic655.37

22、15durbin-watson stat2.973703 prob(f-statistic)0.000008表 6.2 后一部分樣本回歸結(jié)果variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-64805.4924844.70-2.6084230.0595x12.1938700.3639546.0278800.0038x28.2846264.4670661.8546010.1373x49.8585203.7639962.6191630.0589r-squared0.998252 mean dependent var19763.60adjusted r-

23、squared0.996942 s.d. dependent var6204.374s.e. of regression343.1117 akaike info criterion14.82084sum squared resid470902.5 schwarz criterion14.86056log likelihood-55.28337 f-statistic761.6266durbin-watson stat2.274250 prob(f-statistic)0.000006它們的自由度均為， k為參數(shù)的個數(shù)。在原假設(shè)成立的條件下，因和自由度均為，分布，可導(dǎo)出：4. 判斷：給定顯著性水平，查 f分布表得臨界值 計算統(tǒng)計量。則接受原假設(shè)，即模型中的隨機誤差不存在異方差。7、模型的最終確立由以上分析檢驗最終確定的解釋變量為： x1 居民消費（億元）、x2 經(jīng)營單位所在地出口總額(億美元)、x4 年末常住人口(萬人)。舍掉的解釋變量并不