對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的實證分析

1、- -對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的實證分析計量經(jīng)濟學EviewsTOC o 1-5 h z引言3一、經(jīng)濟背景3二、結合經(jīng)濟背景，建立計量經(jīng)濟學模型3（一）關于數(shù)據(jù)3（二）關于模型4建立模型4回歸模型參數(shù)估計4（三）建模檢驗6（1）統(tǒng)計推斷檢驗6 HYPERLINK l bookmark6 （2）計量經(jīng)濟學意義檢驗6多重共線性檢驗6 HYPERLINK l bookmark19 異方差檢驗（White檢驗）8 HYPERLINK l bookmark27 自相關的檢驗及修正（DW檢驗）9三、總結及對建模進行經(jīng)濟意義解釋11回歸方程的經(jīng)濟意義11總結11對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的實證分析引言：國

2、內(nèi)生產(chǎn)總值（GrossDomesticProduct，簡稱GDP）國內(nèi)生產(chǎn)總值是指在一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)，更可以反映一國的國力與財富。一、經(jīng)濟背景從1995年到2009年，中國加入WTO以后，在新的國際環(huán)境下，經(jīng)濟和居民收入保持在快速增長的階段。其原因是：中國加入WTO有利于更快、更好地融入國際經(jīng)濟社會，而且有利于維護我國的經(jīng)濟利益，有利于擴大進出口貿(mào)易，有利于國民生產(chǎn)總值的增長等。作為衡量經(jīng)濟發(fā)展的重要標準國民生產(chǎn)總值，其構成了反應經(jīng)濟發(fā)展的方向，政府財政支

3、出、固定資產(chǎn)投資總額、居民消費、貨物進出口總額等因素均可影響一個地區(qū)的生產(chǎn)總值。其中，政府財政支出、固定資產(chǎn)投資總額和貨物進出口總額是中國生產(chǎn)總值快速增長的推動力。為檢驗其科學性，通過建立計量模型，運用計量分析的方法對影響中國生產(chǎn)總值的各因素進行相關的分析，找出其中關鍵的影響因素，最終通過調整該因素來提高地區(qū)的生產(chǎn)總值。二、結合經(jīng)濟背景，建立計量經(jīng)濟學模型（一）關于數(shù)據(jù)：數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒2010國內(nèi)生產(chǎn)總值支出構成相關數(shù)據(jù)如下：各項目支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（單位：%）年份國內(nèi)生產(chǎn)總值（絕對額（億元）年份政府財政支出固定資產(chǎn)投資總額貨物進出口總額199560794199511.232.

4、938.7199671177199611.232.333.9199778973199711.732.134.1199884402199812.833.731.8199989677199914.733.333.3200099215200016.033.239.62001109655200117.233.938.52002120333200218.336.142.72003135823200318.140.951.92004159878200417.844.159.82005183217200518.548.563.82006211924200619.151.966.520072573062007

5、19.353.464.82008300670200820.857.559.82009335353200922.767.044.7（二）關于模型建立模型根據(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，以政府支出對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（XI）、固定資本投資總額對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（X2）、貨物進口總額對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（X3）為解釋變量，建立多元線性回歸方程的一般模型為:Yt=P+P*X+P*X+P*X+U01t12t23t3t其中:Y國內(nèi)生產(chǎn)總值X1政府支出對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比X2固定資本投資總額對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比X3貨物進口總額對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比B0

6、常數(shù)項B1，B2，B3回歸方程的參數(shù)Ut隨即誤差項回歸模型參數(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軟件對模型進行OLS估計，得樣本回歸方程。輸出結果如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/23/10Time:15:52Sample:19952009Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-186703.319250.81-9.6984660.0000X14241.1532193.3571.9336360.0793X26825

7、.999712.77589.5766430.0000X3-375.9589452.2320-0.8313410.4235R-squared0.976694Meandependentvar153226.5AdjustedR-squared0.970338S.D.dependentvar86971.53S.E.ofregression14978.74Akaikeinfocriterion22.28983Sumsquaredresid2.47E+09Schwarzcriterion22.47864Loglikelihood-163.1737F-statistic153.6628Durbin-Wats

8、onstat1.556397Prob(F-statistic)0.000000- -在Eviews做出相關圖表如下:- -根據(jù)多元線性回歸關于Eviews輸出結果可以得到參數(shù)的估計值為:B0=-186703.3,B=4241.153,B2=6825.999，B3=-375.9589從而初步得到的回歸方程為：Y=-186703.3+4241153*X1+6825999*X2-3759589*X3Se=(19250.81)(2193.357)(712.7758)(452.2320)T=(-9.698466)(1.933636)(9.576643)(-0.831341)F=153.6628DW=1.

9、556397R2=0.976694（三）模型檢驗統(tǒng)計推斷檢驗從回歸結果看，可決系數(shù)R2=0.976694,_R2=0.970338，計算結果表明，估計的樣本回歸方程較好地擬合了樣本觀測值。F檢驗由表5中看出，F(xiàn)檢驗的P值等于0,小于0.05，說明回歸方程是顯著的，國內(nèi)生產(chǎn)總值與政府財政支出，固定資產(chǎn)投資總額，貨物進出口總額之間存在顯著的關系.（2）計量經(jīng)濟學意義檢驗多重共線性檢驗：1、對于模型中含有多個的解釋變量的模型，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系。具體做法如下：在Eviews工作文檔中，在菜單欄點擊Quick鍵，選Graph/Scatter功能，彈出

10、對話框后鍵入X1X2，確認后產(chǎn)生關于X1,X2樣本觀測值之間的散點圖如下圖圖（1）所示：70-60-40-301012141618202224405060就27030X-1圖（1）同理，得出X2X3,XiX3樣本觀測值的相關散點圖如下圖（2）、圖（3）：706560555045403530-圖（2）70-1TOC o 1-5 h z65-oo60-oo55-350-隹45-oo HYPERLINK l bookmark12 40-ooo35-ooo3011111110也141613:20迦翠圖（3）分析：由散點圖可以直觀地看出，3個圖中的點都較為分散，因而模型中解釋變量X1,X2,X3,兩兩解

11、釋變量X1X2,X2X3,X1X3之間明顯不存在線形關系，即說明原模型中解釋變量不存在多重共線性。異方差檢驗（White檢驗）：原模型：Yt=B0+P1*Xt1+B2*Xt2+P3*Xt3+Ut進行White檢驗：在原來殘差與解釋變量線性關系的基礎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，以原模型含有3個解釋變量為例寫出輔助回歸模型的一般形式為：Ut2=a0+a1*Xt1+a2*Xt2+a3*Xt3+a4*Xt12+a5*Xt22+a6*Xt32+a7*Xt1*Xt2+a8*Xt1*Xt3+a9*Xt2*Xt3+t那么，檢驗原模型是否存在異方差就相當于檢驗此輔助回歸模型的回歸參數(shù)除

12、常數(shù)項外是否顯著為零。其中，輔助回歸模型的參數(shù)個數(shù)為9,則參照2分布百分位數(shù)表的自由度為9。提出相應的原假設：Ho：ai=0（i=1,2,9）;備擇假設：H1：a1,a2,，a9不全為零。Eviews中操作：在OLS回歸估計式窗口點擊View鍵，選ResidualTest/WhiteHeteroskedasticity（crossterms交叉項）功能，即可得到下圖輸出結果：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic16.31004Probability0.003375Obs*R-squared14.50590Probability0.105433TestE

13、quation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:12/23/10Time:22:02Sample:19952009Ineludedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-3.80E+094.22E+09-0.9017170.4085X11.87E+083.07E+080.6084680.5695X1A2-121872168270695.-1.4735420.2006X1*X23704936.146361930.2531350.8102X1*X3137

14、679.56314104.0.0218050.9834X2-5553832.1.05E+08-0.0527170.9600X2A2-2035432.3240707.-0.6280830.5575X2*X33645767.1304672.2.7943940.0382X31.01E+08466459792.1612120.0831X3A2-2819723.625211.3-4.5100320.0063R-squared0.967060Meandependentvar1.65E+08AdjustedR-squared0.907768S.D.dependentvar2.30E+08S.E.ofregr

15、ession69749694Akaikeinfocriterion39.19345Sumsquaredresid2.43E+16Schwarzcriterion39.66548Loglikelihood-283.9508F-statistic16.31004Durbin-Watsonstat3.051167Prob(F-statistic)0.003375由檢驗結果可知，在TR2=14.50590時(其中Obs*R-squared等于14.50590表示的就是統(tǒng)計量TR2的值)，因為模型中解釋變量的個數(shù)為K=3,所以2分布的自由度為9。在顯著性水平為0.05的基礎上，查H2分布百分位數(shù)表，得臨

16、界值H20.05(9)=16.919,因為TR2=14.5059020.05(9)=16.919,接受原假設H0:ai=0(i=1,2,.,9),即此輔助回歸模型的回歸參數(shù)除常數(shù)項外顯著為零，所以模型中不存在異方差。自相關的檢驗及其修正(DW檢驗)：現(xiàn)考慮原模型是否存在一階自相關，則其關于誤差項Ut的一階自回歸形式為：Ut=put-1+Vt設立原假設HO:p=0；(不存在一階自相關)備選假設H1:p#0；(存在一階自相關)已知原模型中DW=0.556397,若給定顯著性水平為5%的情況下，查DW檢驗臨界值表(其中K=3,n=15),dl=0.82，du=1.75。因為DW=0.556397sq

17、uared0.976694Meandependentvar153226.5AdjustedR-squared0.970330S.D.dependentvar86971.53S.E.ofregresafon14978.74Akaikeinfocriterion22.28983Sumsquaredresid2.47E-KJ9Schwarzcriterion22.47864Loglikelihood-163.1737F-statistic153.668Durbin-Watsonstat1.556397Prob(F-statistic)0.000000回歸方程擬合的效果仍然比較好，且DW=1.5563

18、97?？傮w容量n=15，解釋變量個數(shù)K=3,查DW檢驗臨界值表（a=0.05），dl=0.82,du=1.75。因為dl=0.82DW=1.556397du=1.75,該落在不確定區(qū)域，說明并不能確認模型通過一階自相關修正后已經(jīng)不存在自相關，其可能結果是存在嚴重的自相關（或是二階自相關，或是其他高階自相關）。由于DW檢驗只適用于一階自相關檢驗，而高階自相關檢驗并不適用。則可運用LM檢驗法來確定原模型存在的自相關問題，利用LM統(tǒng)計量可建立一個適用性更強的自相關檢驗方法，既可檢驗一階自相關，也可檢驗高階自相關。待自相關階數(shù)確定后，再另行作出修正,以達到模型剔除自相關的效果。三、總結及對模型進行經(jīng)濟意義解釋回歸方程的經(jīng)濟意義為：當政府財政支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（XI）、固定資產(chǎn)投資總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（X2）不變時，貨物進出口總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（X3）每增加一個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）減少375.9589個單位；當固定資產(chǎn)投資總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（X2）、貨物進出口總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比X3）不變時,政府財政支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比（XI）每增加一個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y