江蘇省GDP實證分析

1、關于江蘇省地區(qū)生產總值的影響因素的實證分析 目 錄前言一、研究目的二、問題的提出三、單位根的檢驗四、多元線性分析五、回歸模型的建立1.經濟意義的檢驗2.統(tǒng)計檢驗六、自相關檢驗1.DW檢驗(1)序列圖分析(2)相關系數檢驗(3)BG檢驗七、異方差檢驗：White檢驗八、經濟意義分析及模型分析九、模型分析十、結論建議十一、原始數據十二、參考文獻關于江蘇省地區(qū)生產總值的影響因素的實證分析前 言在中國經濟迅速發(fā)展的大背景下，近年來江蘇省地區(qū)生產總值 （GDP）不斷增長，財政收入隨之逐年增多；表明江蘇省財政支出逐年增多，對教育、社會保障等民生領域的投入逐年增加。通過計量經濟學的研究手段來闡述它們之間的關

2、系，不足之處望老師見諒。一研究目的本文通過對江蘇省GDP的變動進行多因素分析，建立以江蘇省生產總值為因變量，以其他可量化影響因素為自變量的多元線性回歸模型，并利用模型對江蘇省經濟的飛速發(fā)展這一社會現象進行數理化分析，就今后江蘇及周邊地區(qū)的經濟發(fā)展提出以下可供參考的意見。二問題的提出隨著改革開放進程的加快和東南沿海地區(qū)經濟發(fā)展更是實現了快速的發(fā)展，縱觀整個江蘇地區(qū)的經濟發(fā)展狀況，大致可以分為四個梯次。第一梯次，南京、蘇州、無錫三足鼎立，領跑江蘇經濟。這三個城市都是傳統(tǒng)意義上的經濟強市，經濟基礎條件優(yōu)越。第二梯次，常州從傳統(tǒng)的蘇錫常陣營逐漸分離，鎮(zhèn)江開始奮起直追。常州作為“蘇南模式”的發(fā)源 地之一

3、，一度處于高度繁榮的“蘇錫?！标嚑I，但近年來常州的經濟發(fā)展速度明顯放緩，與蘇州、無錫兩個城市的差距拉大。但是整體情況還是非常不錯，西利亞常 州加盟店月均營業(yè)額和蘇州的加盟店基本持平。第三梯次，揚州、南通、泰州、徐州。南北差距有所縮小，傳統(tǒng)意義上的蘇南蘇北劃分界線不再涇渭分明，揚州、南通、泰州三市已從傳統(tǒng)意義上的蘇北地區(qū)脫胎而出，成為連接南北經濟、富有活力的蘇中板塊，它們與徐州構成了江蘇城市經濟發(fā)展的第三縱隊。 第四梯次，淮安、連云港、鹽城、宿遷。均分布在傳統(tǒng)意義上的蘇北地區(qū)，經濟基礎相對薄弱。那么，除了國家的一些優(yōu)惠政策以外，是什么因素導致了江蘇地區(qū)生產總值以如此驚人的速度增長呢？從中我們又可

4、以得到什么樣的啟發(fā)，讓江蘇繼續(xù)維持經濟高速增長的態(tài)勢？在此，我通過對于影響重慶市GDP高速增長的因素進行了分析，由此來解決提出的問題。對于這個問題，我選取了貨物和服務凈出口（現價），居民消費水平（現價），資本形成總額（現價）作為主要指標。三單位根檢驗選取被解釋變量 江蘇省地區(qū)生產總值 y選取解釋變量 貨物和服務凈出口（現價） x1 居民消費水平（現價） x2 資本形成總額（現價） x3 1. 對Y進行單位根檢驗，ADF的檢驗結果如下：從檢驗結果可以看出，在1%，5%，10%三個顯著水平下，大于相應的臨界值，從而不能拒絕,表明地區(qū)生產總值存在單位根，為非平穩(wěn)序列。則對二階差分序列做單位根檢驗，檢

5、驗結果如下：從檢驗結果可以看出，t檢驗的概率值為0.0365，小于0.05，從而拒絕原假設，表明Y的二階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即YI（2）。2. 對X1做單位根檢驗，ADF檢驗結果如下：從以上檢驗結果可以看出，在1%，5%，10%三個顯著水平下，大于相應的臨界值，從而不能拒絕,表明地區(qū)生產總值存在單位根，為非平穩(wěn)序列。則對二階差分序列做單位根檢驗，檢驗結果如下：從檢驗結果可以看出，單位根檢驗的概率P值=0.0037，所以應拒絕原假設，表明X1的二階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即X1I（2）3. 對X2做單位根檢驗從檢驗結果可以看出，在1%，5%，10%的三個顯著水平下，單位根

6、檢驗的臨界值分別為-4.42059、-3.、-2.，t統(tǒng)計量值為-4.，小于相應臨界值，應拒絕原假設，表明X2的 二階序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即X2I（2）4. 對X3進行單位根檢驗由圖可知，檢驗的概率P值=0.0115，應拒絕原假設，表明X3的二階序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即X3I（2）綜上，Y、X1、X2、X3、具有同階平穩(wěn)性，可以進行回歸分析。四、多重共線性的分析根據經濟理論的定性分析，共選擇了3個變量，但是模型中包含過多的解釋變量容易產生多重共線性。因此先利用相關系數分析被解釋變量與解釋變量之間、以及各個解釋變量之間的相關關系。輸出的相關系數矩陣為：根據相關系數，可以做出以下

7、分析：Y與X1X3的相關系數都在0.95上，所以從統(tǒng)計意義和經濟意義上講，他們都是有重要意義的解釋變量。但是從Xi之間的相關系數可以看出，解釋變量之間存在兩組較強的相關關系： 對于X1、X2與X3，其中r12=0.,r13=0., 即貨物和服務凈出口（現價X1、居民消費水（現價）X2、資本形成總額（現價）X3之間的相關關系，這些數值分屬于GDP支出法核算中不同的核算指標，因此三者并不會相互影響。、由于我們研究的目的是想通過計量模型分析各個因素對地區(qū)生產總值的影響，所以不妨將它們作為解釋變量全部引入模型，若產生多重共線性，再做相應處理。 經過以上分析，清楚了其三個變量之間的內在聯系，這有助于了解

8、多重共線性可能會產生的結果，合理評估模型的估計結果，正確處理和選擇模型。五、回歸模型建立-OLS根據相關系數和Y與Xi(i=1、2、3)的相關圖可知，Y與Xi之間基本是線性關系，所以設定模型為：Y=a+b1x1+b2x2+b3x3 +u按照逐步回歸的思想逐個估計模型，估計結果列下表：模型ab1b2b31-255.0241 12.60905（10.6911）0.93632-3158.7280.3. (51.54286)0.3684.12961.(89.55942)0.4-375.62621.（5.）0.（0.）1.（0.）0.通過最小二乘法分析各個自變量與因變量的擬合優(yōu)度，可知貨物和服務凈出口（

9、現價X1、居民消費水（現價）X2、資本形成總額（現價）X3對江蘇省地區(qū)GDP均有顯著地影響。綜上分析，模型四最適合?；貧w結果如下：Y=-375.6262+1.X1+0.X2+1.41528X4 F=16809.241.經濟意義的檢驗模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當年的貨物和服務凈出口每增加一億，平均來說生產總值會增長1.億元；當年的居民消費水平每增加一元，平均來說生產總值會增長0.元；當年的資本形成總額每增長一億元，平均來說生產總值會增長1.41528億元。2.統(tǒng)計檢驗(a).擬合優(yōu)度：由上面的數據可以看出，=0.99822，修正的可決系數為=0.，這說明模型對樣本的擬合很好。

10、(b). F檢驗針對：，給定顯著性水平，由表可以看出F=16809.243.3.,應拒絕原假設，說明回歸方程顯著，即貨物和服務凈出口（現價X1、居民消費水（現價）X2、資本形成總額（現價）X3地區(qū)生產總值有顯著影響。(c).t檢驗X1、X2、X3的系數t檢驗其伴隨概率均較小，應拒絕原假設，認定各個系數與0有顯著性差異。解釋變量對貨物和服務凈出口（現價X1、居民消費水（現價）X2、資本形成總額（現價）X3生產總值有顯著的影響。六自相關性檢驗DW=1.206,n=13,K=3，查DW檢驗表dL=0.715,du=1.816,dLDW=1.206du,恰好落在無法判斷的區(qū)域里。再按以下方式檢驗其自相

11、關性：（1） 殘差圖分析： 從顯示的殘差分析圖可知，殘差分布存在著微弱的周期分布，表明可能存在自相關性。（2）偏相關系數檢驗從輸出結果來看，只有一階的偏相關系數最大但其絕對值都未超過0.5，可能不存在自相關性。（2） BG檢驗表明模型不存在自相關性。七、異方差檢驗由殘差序列看，不存在很強的波動聚集性，可能不存在異方差現象。1. White檢驗利用White檢驗,得輔助回歸模型的F統(tǒng)計量和卡方統(tǒng)計的伴隨概率都大于0.05，應接受原假設，認為模型不具有異方差性。2.Glejser檢驗檢驗的基本原理也是通過建立殘差序列對（某個）解釋變量的（輔助）回歸模型，來判斷殘差的取值與解釋變量之間是否存在著較強

12、的相關性。通常是用殘差的絕對值對某個解釋變量回歸，根據回歸模型的顯著性和擬合優(yōu)度來判斷原模型是否存在異方差性。八、模擬預測檢驗在方程窗口點擊Forecast，可以得到Y在樣本期的模擬預測值；設預測變量名為YF。在命令窗口在輸入以下命令：GENR ER=(1-yf/y)*100 計算相對誤差SHOW Y YF ER 顯示誤差PLOT Y YF 繪制擬合預測圖，如下： 根據顯示的計算結果圖看，預測的相對誤差都在3%以內，而且從擬合圖可以看出，模型不僅對各個實際值的擬合優(yōu)度較高，而且還很好的描述地區(qū)生產總值的起伏波動情況。因此，所建立的模型可以如實地反映地區(qū)生產總值的變動規(guī)律。九、模型分析 根據所建

13、立的計量模型，影響地區(qū)生產總值的主要因素是從各個因素的t檢驗來看，各因素影響的重要程度依次是貨物和服務凈出口（現價X1、居民消費水（現價）X2、資本形成總額（現價）X3。這與理論分析和經驗判斷相一致。十、結論與建議通過以上分析，我們可以看到，對于設定的模型中，存在多重共線性，當經過修正，已經是模型具有較好的代表性。實際上，此模型與江蘇省歷年來經濟的飛速增長現象是相符的。隨著經濟的發(fā)展，帶動了消費水平提高，從而影響了江蘇地區(qū)的經濟。凈出口的持續(xù)增加，也顯著影響了江蘇地區(qū)的生產總值。另外，資本投入在國內生產總值中也具有舉足輕重的地位，才能使產業(yè)結構得到優(yōu)化，經濟得到健康穩(wěn)定的發(fā)展。那么，從江蘇的G

14、DP發(fā)展狀況來看，我們對于重慶市今后的發(fā)展，可以的到怎樣的啟示呢？首先，江蘇必須繼續(xù)優(yōu)化自己的產業(yè)結構，就現在來說，必須大力發(fā)展基礎產業(yè)，結合經濟持續(xù)發(fā)展提供保障；其次，要充分利用國家總體戰(zhàn)略的時機和國家對特別的優(yōu)惠政策，努力發(fā)展第三產業(yè)，吸引更多的外資來源。最后，江蘇應該利用自己獨到的區(qū)位優(yōu)勢來鞏固經濟成果。十一、原始數據指標支出法國內生產總值（現價）貨物和服務凈出口（現價）居民消費水平（現價）資本形成總額（現價）地區(qū)江蘇省江蘇省江蘇省江蘇省頻度年年年年單位億元億元元億元20008553.69798.1938734044.7820019456.84921.7141244393.21200210606.85996.2747174808.67200312442.87776.4552886182.38200415003.6818.6359707957.76200518305.661454.4671639313.16200621645.081965.61830210673.86200725