計量經(jīng)濟(jì)-國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的計量分析

1、國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的計量分析 學(xué)院名稱： 專業(yè)名稱： 作者姓名： 學(xué) 號： 指導(dǎo)老師： 摘 要自黨的十一屆三中全會以來，我國進(jìn)入了改革開放的新時期。30多年來，我國的經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了令世人矚目的巨大成就國內(nèi)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，基本實現(xiàn)總體小康，人民生活水平顯著提高，綜合國力不斷增強，國際地位也顯著提高。國民經(jīng)濟(jì)繁榮給中國的發(fā)展帶來了昂揚的生命力。而GDP是衡量一國經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)，因此，對國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的經(jīng)濟(jì)分析研究具有十分重要意義。本文采用經(jīng)濟(jì)增長模型和多元線性回歸分析方法對19922011年國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響因素進(jìn)行研究，分析了消費、財政支出和進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，建立計量模型，尋

2、求這些變量與GDP的數(shù)量關(guān)系，進(jìn)行定量分析以及檢驗，并根據(jù)所得結(jié)論提出一些可行性的相關(guān)建議。關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值 消費 財政支出 凈出口 計量分析目 錄1 前言····································

3、3;························32 理論綜述························

4、83;································32.1 國內(nèi)生產(chǎn)總值···············

5、3;···································32.2 影響因素分析·············

6、;······································33 實證模型構(gòu)建··········&#

7、183;··········································43.1 數(shù)據(jù)收集······

8、;·················································43.2

9、模型設(shè)計·················································&#

10、183;·····53.2.1 建立模型··········································

11、83;··········53.2.2 模型參數(shù)估計·····································&#

12、183;···········54 模型檢驗·····································&

13、#183;···················64.1 統(tǒng)計推斷檢驗····························&#

14、183;······················64.1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗·························&

15、#183;·······················64.1.2 R2檢驗························&#

16、183;·····························64.1.3 t檢驗··················

17、3;······································64.1.4 F檢驗··········

18、··············································74.2 計量經(jīng)濟(jì)檢驗··&

19、#183;················································74.2.1

20、多重共線性檢驗················································74.2.

21、2 異方差檢驗·················································

22、;··114.2.3 自相關(guān)檢驗·············································

23、3;·····134.2.4 最終結(jié)果··········································

24、3;··········145 結(jié)論與說明······································&

25、#183;················146 實習(xí)感悟································

26、;·························15參考文獻(xiàn)························

27、;···································161 前言“GDP”被美國商務(wù)部譽為“20世紀(jì)的偉大發(fā)明之一”。：GDP能夠反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化情況，并為國家以及各個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供了重要工具和依據(jù)。G

28、DP還為檢驗宏觀經(jīng)濟(jì)政策的科學(xué)性和有效性提供了重要的檢測工具，同時GDP也是對外交往的重要指標(biāo)，因為在世界上衡量一個國家的經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)，很多與GDP有關(guān)，每年，聯(lián)合國都要根據(jù)各國的“人均GDP”進(jìn)行排名，來提供反映一個國家經(jīng)濟(jì)實力的依據(jù)?？梢哉fGDP在一定程度上決定了一個國家承擔(dān)的國際義務(wù)和權(quán)利，決定了一個國家在國際社會中所能發(fā)揮的作用，影響到國家的經(jīng)濟(jì)利益和政治利益；最后GDP的統(tǒng)計比較容易，其具有統(tǒng)計數(shù)據(jù)準(zhǔn)確、重復(fù)計算少等優(yōu)點，作為總量指標(biāo)，它和經(jīng)濟(jì)增長率、通貨膨脹率和失業(yè)率這三個主要的宏觀經(jīng)濟(jì)運行指標(biāo)都有密切關(guān)系，是國家制定宏觀調(diào)控政策的三大指標(biāo)中最基礎(chǔ)性的指標(biāo)。 GDP能夠提供一個國家

29、經(jīng)濟(jì)狀況的完整圖像，幫助國家領(lǐng)導(dǎo)人判斷經(jīng)濟(jì)是在萎縮還是在膨脹，是需要刺激還是需要控制，是處于嚴(yán)重衰退還是處于過熱之中。甚至有人認(rèn)為該指標(biāo)像燈塔一樣，能使政策制定者不會陷入雜亂無章的數(shù)字海洋而不知所措。2 理論綜述2.1 國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross Domestic Product，簡稱GDP)是指在一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值，常被公認(rèn)為衡量國家經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，還可以反映一國的國力與財富。2.2 影響因素分析一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值共有四個不同的組成部分，其中包括消費、私人投資、政府支出和凈出

30、口額。用公式表示為：GDP = CA + I + CB + X ，式中：CA為消費、I為私人投資、 CB為政府支出、X為凈出口額。影響GDP的因素很多。消費水平的提高能夠通過乘數(shù)效應(yīng)，提高極大地帶動經(jīng)濟(jì)的增長；但消費水平與邊際消費傾向和收入之間存在線性關(guān)系，由于邊際消費傾向在短期內(nèi)可以認(rèn)為是固定的，因此，消費水平在某一時期是由收入水平即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定的。改革開放以來，居民消費、政府購買和進(jìn)出口明顯增加，與之相對應(yīng)的是GDP總量也迅速得到增加。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，我國在經(jīng)濟(jì)貿(mào)易方面不斷對外開放，

31、同時，我國的經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)呈效好的趨勢。對外貿(mào)易的適度增長和政府購買的增加是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響因素之一，因為對外貿(mào)易的增長，為我國帶來了大量的外匯的收入，從而促進(jìn)了我國GDP的增長，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，本文研究影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素時，旨在分析消費、政府財政支出和進(jìn)出口對GDP的實證影響。3 實證模型構(gòu)建3.1數(shù)據(jù)收集 表1年 份 國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y) 居民消費水平(X2)政府財政支出(X3) 凈出口(X4)199226923.511163742.2233199335333.913934642.3-701.4199448197.918335792.62461.7199560793.723556

32、823.721403.7199671176.627897937.55101919977897330029233.563354.2199884402.3315910798.183597.5199989677.1334613187.672423.4200099214.6363215886.51995.62001109655.2388718902.581865.22002120332.7414422053.152517.62003135822.8447524649.952092.32004159878.3503228486.892667.52005184937.4559633930.288374.4

33、2006216314.4629940422.7314220.32007265810.3731049781.3520263.52008314045.4843062592.6620868.42009340902.8928376299.9313411.32010401512.81052289874.1612323.52011472881.612272109247.7910079.2樣本數(shù)據(jù)來源：中國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，中國統(tǒng)計年鑒20123.2 模型設(shè)計3.2.1 建立模型根據(jù)數(shù)據(jù)，現(xiàn)以中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）作為被解釋變量，以居民消費水平（X1）、國家財政支出（X2）、凈出口（X3）為解釋變量，建立

34、多元線性回歸方程的一般模型為：Y=B1+B2*X2+B3*X3+B4*X4+U其中：Y國內(nèi)生產(chǎn)總值X2居民消費水平X3國家財政支出X4凈出口U隨機誤差項B1常數(shù)項 B2,B3,B4回歸方程的系數(shù)3.2.2 模型參數(shù)估計根據(jù)數(shù)據(jù)建立多元線性回歸方程： 首先利用Eviews軟件對模型進(jìn)行OLS估計，得樣本回歸方程。輸出結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 11:22Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Err

35、ort-StatisticProb.  C120.82853603.6040.0335300.9737X217.731981.9559639.0656010.0000X32.1997740.18425911.938480.0000X41.2093060.1922476.2903760.0000R-squared0.999453    Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.999350    S.D. dependent var128980.1

36、S.E. of regression3288.155    Akaike info criterion19.21090Sum squared resid1.73E+08    Schwarz criterion19.41004Log likelihood-188.1090    F-statistic9739.476Durbin-Watson stat1.675427    Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)以上結(jié)果

37、，初步得出的模型為:y = 120.8285+17.73198*X2 +2.199774*X3 +1.209306*X4se = (3603.604) (1.955963) (0.184259) (0.192247)t = (0.033530) (9.065601) (11.93848) (6.290376)F = 9739.476 DW = 1.675427 R2 =0.9993504 模型檢驗4.1 統(tǒng)計推斷檢驗4.1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗：通過估計所得到參數(shù)，可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗：1） B1 =120.8285，表示當(dāng)消費、財政支出和凈出口為0時，我國GDP仍能平均增加120.8285個單位。

38、這樣的解釋沒什么經(jīng)濟(jì)意義。2） B2 =17.73198,表示在其他條件不變的情況下，居民消費水平每增長1個單位，GDP平均增加17.73198個單位，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實。3)B3 =2.199774,表示在其他條件不變的情況下，財政支出每增長1個彈尾，GDP平均增加2.199774個單位；反之，降低2.199774，符合現(xiàn)實。4)B4 =1.209306,表示在其他條件不變的情況下，凈出口每增長1個百分點，GDP平均增加1.209306個單位；反之，降低1.209306，合理。 消費、財政支出和進(jìn)出口的增長能促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，它們是正比關(guān)系。綜上可知，該模型符合經(jīng)濟(jì)意義，經(jīng)濟(jì)意義檢驗通過。4

39、.1.2 R2檢驗：R2的值越接近1，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越好；反之，R2的值越接近0，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差。校正的判定系數(shù)R2同理。在數(shù)據(jù)中，判定系數(shù)R2=0.999453，校正的判定系數(shù)¯R² =0.999350，計算結(jié)果表明模型擬合度高。4.1.3 t檢驗：在B2=0，B3=0，B4=0這三個零假設(shè)下，模型偏回歸系數(shù)的t檢驗值分別為t2=9.065601, t3=11.93848, t4=6.290376，在顯著性水平5%下自由度為n-k=20-4=16的t臨界值=1.746，比較可知，偏回歸系數(shù)的t檢驗值都大于t臨界值，而t1=0.03353

40、0<1.746。因此拒絕零假設(shè)并得出結(jié)論：常數(shù)項系數(shù)不顯著，居民消費、財政支出和凈出口是顯著的，它們對國內(nèi)生產(chǎn)總值有影響。4.1.4 F檢驗 從表中可知：模型的F檢驗值為9739.476，F(xiàn)檢驗的P值等于0，小于顯著性水平0.05。因此，回歸方程是顯著的，國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費、政府財政支出和凈出口之間存在顯著的關(guān)系。 4.2 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗4.2.1 多重共線性檢驗1) 對于含有多個解釋變量的模型，可以利用解釋變量樣本觀測值的散點圖來考察兩兩解釋變量間是否存在線性關(guān)系。利用Eviews軟件做X2,X3之間的散點圖，如下圖1： 圖1同理，X2和X4，X3和X4之間的散點圖下圖2，圖3 圖

41、2 圖3分析:從散點圖可直觀看到，圖1的點趨向于一條直線，圖2和圖3的點都比較分散，雖然在模型中不存在多重共線性，但X2-X3存在高度線性相關(guān)，X2-X4和X3-X4不存在線性相關(guān)。因此需要對模型進(jìn)行修正。2) 多重共線性修正處理：(1）逐步回歸處理：運用OLS方法求y對各個變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。用Eviews回歸過程如下：Y對X2的回歸Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 16:38Sample: 1992 2011Included observations

42、: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-39941.374243.437-9.4125050.0000X241.207650.72568756.784310.0000R-squared0.994449    Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.994140    S.D. dependent var128980.1S.E. of regression9873.302 

43、;   Akaike info criterion21.32770Sum squared resid1.75E+09    Schwarz criterion21.42727Log likelihood-211.2770    F-statistic3224.458Durbin-Watson stat0.242547    Prob(F-statistic)0.000000Y對X3的回歸Dependent Variable: YMethod: L

44、east SquaresDate: 06/30/13 Time: 16:39Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C33418.514063.4138.2242450.0000X34.1754310.09311744.840690.0000R-squared0.991127    Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.990634 &

45、#160;  S.D. dependent var128980.1S.E. of regression12482.22    Akaike info criterion21.79664Sum squared resid2.80E+09    Schwarz criterion21.89621Log likelihood-215.9664    F-statistic2010.688Durbin-Watson stat0.536961  

46、  Prob(F-statistic)0.000000Y對X4的回歸Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 16:40Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C74058.6125250.032.9330110.0089X414.988292.8134765.3273200.0000R-squared0.611905 

47、60;  Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.590344    S.D. dependent var128980.1S.E. of regression82552.96    Akaike info criterion25.57491Sum squared resid1.23E+11    Schwarz criterion25.67448Log likelihood-253.7491 &

48、#160;  F-statistic28.38034Durbin-Watson stat0.402546    Prob(F-statistic)0.000046由上面三個表可知，Y對X2的線性最強（R2：0.994449>0.991127>0.611905,即X1>X2>X3），擬合度最優(yōu)，因此回歸方程為：y = -39941.37+41.20765*X2(2）將其余解釋變量逐一引入上式：引入X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13

49、Time: 17:12Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-10002.505829.408-1.7158680.1044X224.012423.0409097.8964630.0000X31.7635510.3086415.7139290.0000R-squared0.998099    Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.997876

50、    S.D. dependent var128980.1S.E. of regression5944.885    Akaike info criterion20.35593Sum squared resid6.01E+08    Schwarz criterion20.50529Log likelihood-200.5593    F-statistic4463.299Durbin-Watson stat0.880929 

51、;   Prob(F-statistic)0.000000引入X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 17:12Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-39164.874485.320-8.7317900.0000X240.628481.17299734.636460.0000X40.3455110.5439020.

52、6352450.5337R-squared0.994577    Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.993939    S.D. dependent var128980.1S.E. of regression10041.07    Akaike info criterion21.40424Sum squared resid1.71E+09    Schwarz criterion

53、21.55360Log likelihood-211.0424    F-statistic1559.006Durbin-Watson stat0.217399    Prob(F-statistic)0.000000同理，根據(jù)上表可知，模型的統(tǒng)計檢驗均有改善，調(diào)整后的X3的判定系數(shù)最大(0.998099>0.994577),因此模型應(yīng)該引入X3，去掉X4，從而得到修正后的最優(yōu)模型，回歸結(jié)果如下： y =-10002.50+24.01242X2+1.763551X3 se = (5829.408） （3.04

54、0909） （0.30864） t = (-1.715868) （7.89646） （5.713929） F = 4463.299 DW=0.880929 R2=0.9980994.2.2 異方差檢驗 對模型：y =-10002.50+24.01242X2+1.763551X3 進(jìn)行White檢驗White檢驗：在原來殘差與解釋變量線性關(guān)系的基礎(chǔ)上加入解釋變量的平方項與交叉項，因此得到輔助回歸模型，并求輔助回歸方程的R2值，n* R2的積服從2分布。若從回歸方程中得到的2值超過所選顯著水平下的2臨界值，或得到2值的P值很低，則拒絕零假設(shè)：不存在異方差。輔助回歸模型：ei2 =A1+A2*X2i

55、+A3*X3i+A4*X2i2+A5*X3i2+A6*X2i*X3i+vi假設(shè)：H0：Ai=0（i=2，3，4，5 ,6）；H1：A2,A3,.A6不全為零利用Eviews軟件做White檢驗，輸出結(jié)果如下：White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.381915    Probability0.015182Obs*R-squared10.77708    Probability0.029187Test Equation:Dependent Variable: RESID2

56、Method: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 19:18Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C83124938466048081.7836130.0947X2-68901.8532343.02-2.1303470.0501X2216.388686.1446202.6671590.0176X361.039193714.8520.0164310.9871X32-0.1424810.044812-3.1

57、795110.0062R-squared0.538854    Mean dependent var30040411Adjusted R-squared0.415882    S.D. dependent var42411792S.E. of regression32414328    Akaike info criterion37.63842Sum squared resid1.58E+16    Schwarz criterion3

58、7.88735Log likelihood-371.3842    F-statistic4.381915Durbin-Watson stat1.336198    Prob(F-statistic)0.015182 根據(jù)上表檢驗可知：2值= Obs*R-squared=10.77708，從輔助回歸模型中可知：2分布的自由度k-1=6-1=5，在顯著性水平5%下，查2分布表，得臨界值2 0.05（5）=12.5916，因為2值=10.77708<2 0.05（5）=12.5916,ze則接受原假設(shè)H0：Ai=

59、0（i=2，3，4，5 ,6）：不存在異方差，也就是說輔助回歸模型的回歸參數(shù)除了常數(shù)項外顯著為0。所以原模型中不存在異方差。4.2.3 自相關(guān)檢驗1) 檢驗?zāi)Ｐ停簓 =-10002.50+24.01242X2+1.763551X3是否存在一階自相關(guān)，其關(guān)于誤差項Ut的一階自回歸形式為：Ut = PUt-1 + Vt德賓-沃森d檢驗：進(jìn)行OLS回歸并獲得殘差ei,利用Eviews軟件計算d值，根據(jù)樣本容量及解釋變量個數(shù)，從D-W表查臨界的dl和du，利用判定規(guī)則進(jìn)行判定。假設(shè) H0: P = 0；（不存在一階自相關(guān)）H1: P 0；（存在一階自相關(guān)）已知模型中的DW=0.880929,n=20,

60、k=k-1=2,在5%顯著性水平下，查表得其臨界值：dl=1.100 ，du=1.537，因為DW=0.880929< dl=1.100,其落在正自相關(guān)區(qū)域，說明拒絕原假設(shè)H0: P = 0，模型存在一階正自相關(guān)2) 自相關(guān)修正處理：用廣義最小二乘法估計回歸參數(shù)，利用Eviews軟件計算，輸入結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 21:18Sample (adjusted): 1993 2011Included observations: 19 after adjustmentsConvergence achieved after 9 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-77732.2320778.27-3.7410350.0020X250.668596.9820097.2570210.0000X3-0.6575480.619705-1.0610670.3054AR(1)0.7803870.06709711.630760.0000R-squared0.999265