我國地區(qū)生產(chǎn)總值影響因素的實(shí)證分析2400字

1、我國地區(qū)消費(fèi)總值影響因素的實(shí)證分析2400字 消費(fèi)總值是一國國民經(jīng)濟(jì)核算體系的核心指標(biāo)，它直觀的反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開展和人民的生活程度。本文旨在借助現(xiàn)代計量分析方法，就影響我國地區(qū)消費(fèi)總值的多種因素進(jìn)展分析，并找出主要影響因素。 /3/view-12958869.htm 多元線性回歸 多重共線性檢驗(yàn) 異方差檢驗(yàn) 異方差修正一、引言地區(qū)消費(fèi)總值是指本地區(qū)按市場價格計算的所有常住單位在一定時期內(nèi)消費(fèi)活動的最終成果?，F(xiàn)階段我國正面臨經(jīng)濟(jì)開展產(chǎn)業(yè)構(gòu)造調(diào)整的轉(zhuǎn)型期，研究影響地區(qū)消費(fèi)總值的因素對于各地區(qū)進(jìn)展產(chǎn)業(yè)構(gòu)造調(diào)整具有重要意義。影響地區(qū)消費(fèi)總值的因素有很多，例如：工業(yè)、農(nóng)林牧漁業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零

2、售業(yè)、住宿餐飲業(yè)、金融業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等行業(yè)的增加值。本文根據(jù)理論和經(jīng)歷分析，以地區(qū)消費(fèi)總值為被解釋變量，以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、工業(yè)增加值、建筑業(yè)增加值、批發(fā)和零售業(yè)增加值四個因素為解釋變量，根據(jù)全國31個省市、地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，利用Eviews軟件對模型進(jìn)展多重共線性分析、異方差檢驗(yàn)、異方差修正、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)等，經(jīng)分析得到影響地區(qū)消費(fèi)總值的主要影響因素。二、模型建立一模型數(shù)據(jù)及來源本文的樣本資料采用2022年中國31個省、市、自治區(qū)的各地區(qū)消費(fèi)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、工業(yè)增加值、建筑業(yè)增加值、批發(fā)和零售業(yè)增加值的年度數(shù)據(jù)資料，擬建立2022年中國地區(qū)消費(fèi)總值函數(shù)模型

3、。?稻葑柿俠叢從謚謝?人民共和國統(tǒng)計局二模型建立設(shè)Y為各地區(qū)消費(fèi)總值、X1為農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、X2為工業(yè)增加值、X3為建筑業(yè)增加值、X4為批發(fā)和零售業(yè)增加值。根據(jù)經(jīng)歷和理論分析，初步判斷解釋變量與被解釋變量之間總體呈線性相關(guān)關(guān)系，建立影響地區(qū)消費(fèi)總值因素的多元線性模型如下：ii=0，1，2，3，4為各解釋變量對應(yīng)的參數(shù)，為隨機(jī)誤差項。對數(shù)據(jù)用普通最小二乘法進(jìn)展回歸，初步求得模型為：R2較大且接近于1，F(xiàn)=536.6962F0.054，26=2.74，認(rèn)為地區(qū)消費(fèi)總值與上述解釋變量間總體線性關(guān)系顯著。但t0.02526=0.056，X1和X3參數(shù)估計值未能通過t檢驗(yàn)，故認(rèn)為解釋變量間存在多重共線

4、性。三、實(shí)證分析一多重共線性檢驗(yàn)1.找出最簡回歸形式。分別做Y關(guān)于X1，X2，X3，X4的一元回歸，調(diào)整的可決系數(shù)分別為0.518925、0.973783、0.808398、0.909402。于是最簡形式為：可見，地區(qū)消費(fèi)總值受工業(yè)增加值影響最大，與經(jīng)歷相符，選該一元回歸模型為初始模型。2.逐步回歸。將其他解釋變量分別導(dǎo)入上述初始回歸模型，尋找最正確回歸方程，如表1。通過討論可決系數(shù)和顯著性程度的變動，可知地區(qū)消費(fèi)總值函數(shù)以Y=fX2，X4為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：二異方差性檢驗(yàn)采用截面數(shù)據(jù)作樣本的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)問題中，往往存在異方差性。因此我們對上文得出的含有X2和X4的模型進(jìn)展異方差性檢驗(yàn)。記e2

5、為對原始模型進(jìn)展普通最小二乘回歸得到的殘差平方項，將其與X2，X4及其平方項與穿插項作輔助回歸，結(jié)果得：在10%的顯著程度下，2分布的臨界值為20.15=9.24，顯然LM=10.454520.15=9.24，于是回絕同方差的原假設(shè)，存在異方差性。三異方差的修正模型被證明存在異方差性，采用是加權(quán)最小二乘法對其修正。加權(quán)最小二乘法是對原模型加權(quán)，使之變成一個新的不存在異方差性的模型，然后采用普通最小二乘法估計其參數(shù)。顯然，X2，X4參數(shù)的t統(tǒng)計量的值都顯著進(jìn)步，X2前的參數(shù)估計值比普通最小二乘估計略有減小，而X4前的參數(shù)估計值比普通最小二乘估計略有增加，但總體來說變化不大。這一定程度說明，原模型

6、的設(shè)定是正確的，而且滿足了隨機(jī)干擾項條件的根本假設(shè)。下面我們檢驗(yàn)是否經(jīng)加權(quán)的回歸模型已不存在異方差性。記經(jīng)wi加權(quán)的回歸模型為：LM統(tǒng)計量LM=nR2=31*0.026318=0.815858，在5%的顯著程度下，2分布的臨界值為20.053=7.81，顯然LM=0.815858 20.053=7.81，于是不回絕同方差的原假設(shè)。即加權(quán)的回歸模型已不存在異方差。由此確定最終模型為：四經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)由上文確定的最終模型可知：2、4大于零，即隨著工業(yè)增加值和批發(fā)和零售業(yè)增加值的增加，地區(qū)消費(fèi)總值增加，這符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。當(dāng)工業(yè)增加值和批發(fā)和零售業(yè)增加值分別增加1個單位時，地區(qū)消費(fèi)總值分別增加1.60、2.48個單位。四、結(jié)論通過以上對我國地區(qū)消費(fèi)總值影響因素的分析可以看出，影響地區(qū)消費(fèi)總值的兩個相對重要的影響因素為工業(yè)增加值以及批發(fā)和零售業(yè)增加值。雖然最后模型中只剩這兩個解釋變量，但并不意味著其他因素不具有影響力，只是影響力相對弱。影響地區(qū)消費(fèi)總值的因素也絕不止文中提到的四個，但是我們可以通過幾個重要的有代表性的因素的分析，把握其整體的情況?？梢詮淖罱K模型中確定的2個影響因素的方面去探尋增加地區(qū)消費(fèi)總值的相應(yīng)政策，進(jìn)而進(jìn)步整個國家的消費(fèi)總值。參考文獻(xiàn)