計(jì)量經(jīng)濟(jì)-國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素計(jì)量分析_第1頁
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1、國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的計(jì)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(shí)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(shí)現(xiàn)總體小康,人民生活水平顯著提高,綜合國力不斷增強(qiáng),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(yáng)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(fèi)、財(cái)政支出和進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,建立計(jì)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(yàn),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(fèi) 財(cái)政支出 凈出口 計(jì)量分析目 錄1 前言32 理論綜述32.1 國內(nèi)生產(chǎn)總值32.2 影響因素分析33 實(shí)證模型構(gòu)建43.1 數(shù)據(jù)收集43.2 模型設(shè)計(jì)53.2.1 建立模型53.2.2 模型參數(shù)估計(jì)54 模型檢驗(yàn)64.1 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)64.1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)64.1.2 R2檢驗(yàn)64.1.3 t檢驗(yàn)64.1.4 F檢驗(yàn)74.2 計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)74.2.1 多重共線性檢驗(yàn)74.2.2 異方差檢驗(yàn)114.2.3 自相關(guān)檢驗(yàn)134.2.4 最終結(jié)果145 結(jié)論與說明146 實(shí)習(xí)感

3、悟15參考文獻(xiàn)161 前言“GDP”被美國商務(wù)部譽(yù)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(gè)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)。GDP還為檢驗(yàn)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(shí)GDP也是對外交往的重要指標(biāo),因?yàn)樵谑澜缟虾饬恳粋€(gè)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(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的依據(jù)。可以說GDP在一定程度上決定了一個(gè)國家承擔(dān)的國際義務(wù)和權(quán)利,決定了一個(gè)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(jì)比較容易,其具有統(tǒng)計(jì)

4、數(shù)據(jù)準(zhǔn)確、重復(fù)計(jì)算少等優(yōu)點(diǎn),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(gè)主要的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)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(gè)國家經(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(shí)期內(nèi)(一個(gè)季度或一年),一個(gè)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(jià)值,常被公認(rèn)為

5、衡量國家經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn),還可以反映一國的國力與財(cái)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(gè)不同的組成部分,其中包括消費(fèi)、私人投資、政府支出和凈出口額。用公式表示為:GDP=CA+I+CB+X,式中:CA為消費(fèi)、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(fèi)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(fèi)水平與邊際消費(fèi)傾向和收入之間存在線性關(guān)系,由于邊際消費(fèi)傾向在短期內(nèi)可以認(rèn)為是固定的,因此,消費(fèi)水平在某一時(shí)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(fèi)、政府購買和進(jìn)出口明顯增加,與之相對應(yīng)的是GDP

6、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,同時(shí),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?yàn)閷ν赓Q(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(shí),旨在分析消費(fèi)、政府財(cái)政支出和進(jìn)出口對GDP的實(shí)證影響。3 實(shí)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(fèi)水平(X2)政府財(cái)政支出(X3) 凈出口(X4)199226923.511163742.2233199335333.913934642.3-701.41994481

7、97.918335792.62461.7199560793.723556823.721403.7199671176.627897937.55101919977897330029233.563354.2199884402.3315910798.183597.5199989677.1334613187.672423.4200099214.6363215886.51995.62001109655.2388718902.581865.22002120332.7414422053.152517.62003135822.8447524649.952092.32004159878.3503228486.89

8、2667.52005184937.4559633930.288374.42006216314.4629940422.7314220.32007265810.3731049781.3520263.52008314045.4843062592.6620868.42009340902.8928376299.9313411.32010401512.81052289874.1612323.52011472881.612272109247.7910079.2樣本數(shù)據(jù)來源:中國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站,中國統(tǒng)計(jì)年鑒20123.2 模型設(shè)計(jì)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

9、民消費(fèi)水平(X1)、國家財(cái)政支出(X2)、凈出口(X3)為解釋變量,建立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(fèi)水平X3國家財(cái)政支出X4凈出口U隨機(jī)誤差項(xiàng)B1常數(shù)項(xiàng) B2,B3,B4回歸方程的系數(shù)3.2.2 模型參數(shù)估計(jì)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(jì),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 observa

10、tions: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C120.82853603.6040.0335300.9737X217.731981.9559639.0656010.0000X32.1997740.18425911.938480.0000X41.2093060.1922476.2903760.0000R-squared0.999453Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.999350S.D. dependent var128980.1S.E. of regression3288.1

11、55Akaike info criterion19.21090Sum squared resid1.73E+08Schwarz criterion19.41004Log likelihood-188.1090F-statistic9739.476Durbin-Watson stat1.675427Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)以上結(jié)果,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 = (0.03353

12、0) (9.065601) (11.93848) (6.290376)F = 9739.476 DW = 1.675427 R2 =0.9993504 模型檢驗(yàn)4.1 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)4.1.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn):通過估計(jì)所得到參數(shù),可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn):1) B1 =120.8285,表示當(dāng)消費(fèi)、財(cái)政支出和凈出口為0時(shí),我國GDP仍能平均增加120.8285個(gè)單位。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(fèi)水平每增長1個(gè)單位,GDP平均增加17.73198個(gè)單位,符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。3)B3 =2.199774,表示在其他條件不變的情況下,財(cái)政支出每增長1

13、個(gè)彈尾,GDP平均增加2.199774個(gè)單位;反之,降低2.199774,符合現(xiàn)實(shí)。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(gè)百分點(diǎn),GDP平均增加1.209306個(gè)單位;反之,降低1.209306,合理。 消費(fèi)、財(cái)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(yàn)通過。4.1.2 R2檢驗(yàn):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)R =0.999350,計(jì)

14、算結(jié)果表明模型擬合度高。4.1.3 t檢驗(yàn):在B2=0,B3=0,B4=0這三個(gè)零假設(shè)下,模型偏回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)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(yàn)值都大于t臨界值,而t1=0.0335300.9911270.611905,即X1X2X3),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 SquaresDat

15、e: 06/30/13 Time: 17:12Sample: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-10002.505829.408-1.7158680.1044X224.012423.0409097.8964630.0000X31.7635510.3086415.7139290.0000R-squared0.998099Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.997876S.D. dependent var128980

16、.1S.E. of regression5944.885Akaike info criterion20.35593Sum squared resid6.01E+08Schwarz criterion20.50529Log likelihood-200.5593F-statistic4463.299Durbin-Watson stat0.880929Prob(F-statistic)0.000000引入X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 17:12Sample: 1992 2011Included ob

17、servations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-39164.874485.320-8.7317900.0000X240.628481.17299734.636460.0000X40.3455110.5439020.6352450.5337R-squared0.994577Mean dependent var165839.3Adjusted R-squared0.993939S.D. dependent var128980.1S.E. of regression10041.07Akaike info criterion21

18、.40424Sum squared resid1.71E+09Schwarz criterion21.55360Log likelihood-211.0424F-statistic1559.006Durbin-Watson stat0.217399Prob(F-statistic)0.000000同理,根據(jù)上表可知,模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均有改善,調(diào)整后的X3的判定系數(shù)最大(0.9980990.994577),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) (3.040909

19、) (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(yàn) 對模型:y =-10002.50+24.01242X2+1.763551X3 進(jìn)行White檢驗(yàn)White檢驗(yàn):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(xiàng)與交叉項(xiàng),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+A3*

20、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(yàn),輸出結(jié)果如下:White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.381915Probability0.015182Obs*R-squared10.77708Probability0.029187Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/30/13 Time: 19:18Sampl

21、e: 1992 2011Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C83124938466048081.7836130.0947X2-68901.8532343.02-2.1303470.0501X2216.388686.1446202.6671590.0176X361.039193714.8520.0164310.9871X32-0.1424810.044812-3.1795110.0062R-squared0.538854Mean dependent var30040411Adjusted R

22、-squared0.415882S.D. dependent var42411792S.E. of regression32414328Akaike info criterion37.63842Sum squared resid1.58E+16Schwarz criterion37.88735Log likelihood-371.3842F-statistic4.381915Durbin-Watson stat1.336198Prob(F-statistic)0.015182 根據(jù)上表檢驗(yàn)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

23、-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?yàn)?值=10.777082 0.05(5)=12.5916,ze則接受原假設(shè)H0:Ai=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(xiàng)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(yàn)1) 檢驗(yàn)?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(xiàng)Ut的一階自回歸形式為:Ut = PUt-1 + Vt德賓-沃森d檢驗(yàn):進(jìn)行OLS回歸并獲得殘差ei,利用Eviews軟件計(jì)算d值,根據(jù)樣本容量及解釋變量個(gè)數(shù),從

24、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,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?yàn)镈W=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(jì)回歸參數(shù),利用Eviews軟件計(jì)算,輸入結(jié)果如下:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/30/13 Time

25、: 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-sq

26、uared0.999265Mean dependent var173150.7Adjusted R-squared0.999118S.D. dependent var128185.7S.E. of regression3806.468Akaike info criterion19.51146Sum squared resid2.17E+08Schwarz criterion19.71028Log likelihood-181.3588F-statistic6799.339Durbin-Watson stat2.095345Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR

27、 Roots.78由上表可知:修正后的DW=2.095345。而n=19,k=2,查DW檢驗(yàn)臨界值表(=0.05),dl =1.074,du =1.536。因?yàn)閐u =1.536 DW=2.095345 4-du=2.464,其落在接受區(qū)域,即接受H0:P=0,表明模型已經(jīng)不存在一階序列相關(guān)性。因此,模型已消除序列相關(guān)性的影響。4.2.4 最終結(jié)果國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)水平、政府財(cái)政支出之間的回歸結(jié)果為:y = -77732.23+50.66859*X2 -0.657548*X3 se = (20778.27) (6.982009) (0.619705) t = (-3.741035) (7.

28、257021) (-1.061067) F = 6799.339 DW = 2.095345 R2 =0.999265Y國內(nèi)生產(chǎn)總值X2居民消費(fèi)水平X3國家財(cái)政支出5 結(jié)論從最終模型中 Y=-77732.23+50.66859*X2 -0.657548*X3 中可以知道影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的主要因素是居民消費(fèi),其次是政府財(cái)政支出。而居民消費(fèi)水平對GDP的彈性為50.66859,即在其他條件不變的情況下,居民消費(fèi)變化一個(gè)單位,GDP平均變動50.66859個(gè)單位。而政府財(cái)政支出亦同。消費(fèi)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中占據(jù)主要地位,是國內(nèi)生產(chǎn)總值中份額最大,最穩(wěn)定的需求,是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?。目前,我國?nèi)需不足,沒有需求,就沒有消費(fèi)。居民收入水

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