固定资产投资的计量经济学模型完整版Word文件下载.docx
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1970.6
1995
60793.7
10898.2
3289.4
2560.2
1996
71176.6
12056.2
3660.6
3211.2
1997
78973.0
13091.7
3850.9
3429.4
1998
84402.3
15369.3
4192.2
3744.4
1999
89677.1
15947.8
4338.6
4195.7
2000
99214.6
16504.4
4801.5
4709.4
2001
109655.2
17606.9
5278.6
5429.6
2002
120332.7
18877.4
5987.4
6519.2
2003
135822.8
21661.0
8009.5
7720.1
2004
159878.3
25027.6
9965.7
9880.6
2005
183084.8
29666.9
11969.6
13890.6
四.模型的参数估计
利用EVIEWS软件,用OLS方法估计得:
(见下表)
DependentVariable:
GDP
Method:
LeastSquares
Date:
06/23/07Time:
15:
38
Sample:
19802005
Includedobservations:
26
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-1580.398
1416.492
-1.115713
0.2766
X1
5.314426
0.572290
9.286242
0.0000
X2
-0.921011
2.741334
-0.335972
0.7401
X3
3.304320
1.643652
2.010353
0.0568
R-squared
0.995297
Meandependentvar
55201.23
AdjustedR-squared
0.994655
S.D.dependentvar
53269.74
S.E.ofregression
3894.347
Akaikeinfocriterion
19.51308
Sumsquaredresid
3.34E+08
Schwarzcriterion
19.70663
Loglikelihood
-249.6700
F-statistic
1551.899
Durbin-Watsonstat
1.029932
Prob(F-statistic)
0.000000
可以看出,经济检验合理,没有出现数字和符号的错误。
并且可决系数R2=0.995297,修正的可决系数为0.994655。
可以看出,拟和效果十分的好。
因此,该模型的设定是合理的,将表中的数字带入模型得:
Ŷ=-1580.398+5.314426
+3.304320
(1416.492)(0.572290)(2.741334)(1.643652)
T=(-1.115713)(9.286242)(-0.335972)(2.010353)
R-squared=0.995297AdjustedR-squared=0.994655F-statistic=1551.899
五、计量经济学检验
1.做多重共线性检验,利用简单相关系数矩阵法得到下列的矩阵:
1.000000
0.983445
0.957488
0.987376
由相关系数矩阵可以看出,各解释变量相互之间的相关系数比较高,证实确实存在严重多重共线性。
采用逐步回归的办法,去检查和解释多重共线性问题。
分别做Y对x1、x2、x3的一元回归,结果如下:
Y
16:
32
-2999.751
1377.406
-2.177826
0.0395
6.230324
0.109916
56.68236
0.992585
0.992277
4681.518
19.81444
5.26E+08
19.91121
-255.5877
3212.889
0.607257
经过比较得,X1与Y的t检验和拟和效果最好,因此把X1作为基准变量引如,然后在逐步的引如其他的解释变量,经最后得到当去除X2以后,多重共线性消失,得到的检验结果如下:
17:
34
-1348.442
1212.761
-1.111878
0.2777
5.154336
0.310789
16.58470
2.821123
0.780212
3.615840
0.0015
0.995273
0.994862
3818.505
19.44127
3.35E+08
19.58644
-249.7365
2421.178
0.985238
从上面修正的回归结果可以看出,R2=0.995273,并且它的修正的可决系数值也达到了0.994862,显然,它的拟和效果十分的好,并且t检验值显著的大于它的临界值,即t值检验十分的显著,因此多重共线性消失,得到修正后的模型为:
Ŷ=-1348.442+5.154336
+2.821123
(1212.761)(0.310789)(0.780212)
T=(-1.11878)(16.58470)(3.615840)
R-squared=0.995272AdjustedR-squared=0.994862F-statistic=2421.178
2.在1的基础上进行异方差的检验
利用ARCH检验,得到的结果是,不存在异方差。
下面的是我们滞后5期的检验结果。
ARCHTest:
F-statistic
1.175428
Probability
0.366376
Obs*R-squared
5.911726
0.314903
TestEquation:
RESID^2
18:
05
Sample(adjusted):
19852005
21afteradjustingendpoints
8741505.
6763645.
1.292425
0.2158
RESID^2(-1)
0.662376
0.291129
2.275197
0.0380
RESID^2(-2)
-0.529087
0.338109
-1.564841
0.1385
RESID^2(-3)
0.402789
0.359362
1.120845
0.2800
RESID^2(-4)
-0.038167
0.359955
-0.106033
0.9170
RESID^2(-5)
0.031570
0.313231
0.100788
0.9211
0.281511
15251411
0.042014
19316291
18906157
36.58283
5.36E+15
36.88126
-378.1197
1.828711
从图中得到Obs*R-squared=5.911726,查卡方分布表,给定显著性水平0.05,自由度为5,得临界值χ0.05(5)=11.0705大于5.911726,表明模型中不存在异方差。
3.自相关的检验
(1)D-W检验
根据估计的结果,由DW=0.985238,给定显著性水平a=0.05,查Durbin-Watson表,n=26,k
(解释变量个数)=2,得下限临界值dL=1.224,上限临界值du=1.553,因为DW统计量为0.985238<
dL=1.224,根据判定区域知,随机误差项存在正的自相关。
(2)自相关的修正
用Cochrane-Orcutt迭代法
19:
35
19812005
25afteradjustingendpoints
Convergenceachievedafter17iterations
-699.6042
3151.470
-0.221993
0.8265
5.384725
0.569366
9.457401
1.817631
1.303535
1.394386
0.1778
AR
(1)
0.633722
0.215992
2.934010
0.0079
0.996478
57227.46
0.995975
53335.81
3383.620
19.23693
2.40E+08
19.43195
-236.4616
1980.763
1.411964
InvertedARRoots
.63
从上面的结果可以看出,虽然DW有很到的提高,可是它却落在了不确定的区域,下面在对它进行Cochrane-Oecutt迭代发进行检验,得到下列的结果。
42
19822005
24afteradjustingendpoints
Convergenceachievedafter4iterations
-1808.948
1431.756
-1.263447
0.2210
5.213976
0.373930
13.94372
2.725732
0.952943
2.860331
0.0097
AR
(2)
-0.000344
0.290489
-0.001185
0.9991
0.995026
59408.12
0.994280
53332.36
4033.700
19.59377
3.25E+08
19.79011
-231.1252
1333.569
1.645786
4.进行平稳性检验。
对GDP的检验得到下列的结果
ADFTestStatistic
-2.655417
1%CriticalValue*
-3.7497
5%CriticalValue
-2.9969
10%CriticalValue
-2.6381
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
D(Y)
20:
19
19832005
23afteradjustingendpoints
Y(-1)
0.055484
0.020895
2.655417
0.0156
D(Y(-1))
1.160575
0.206432
5.622062
D(Y(-2))
-0.702044
0.253329
-2.771271
0.0122
917.3622
750.4616
1.222397
0.2365
0.902687
7728.757
0.887322
6673.081
2239.988
18.42310
95333409
18.62058
-207.8656
58.74893
1.764479
可以看出是非平稳的,并且进行多次检验结果都是非平稳的。
并且对X1X3进行检验,一样是非平稳的。
但是由于我们的能力有限,对平稳性休整多次还是非平稳的,在这里我们就把它当成我们以后的努力的重点,以后再继续详细的研究,这里就不做平述。
因此,对于协整,这里也不做平述。
六、模型分析
该模型并没有直接的从投资,消费,出口的角度去考虑解释变量对GDP的影响,而是以间接的方法从固定资产投资的角度研究了其对GDP的影响。
从计量经济学的检验结果看无论是公有经济还是个体经济对GDP都存在线性影响,而且相关系数都接近于1,进一步证明了固定资产投资对一国社会总产出的影响。
从我们得出的模型可以看出,尽管从经济背景来看,近几年来各种类型的固定资产投资对GDP的增长均会产生影响,但实证分析表明,公有经济和个体经济对GDP的影响较其他两个因素要显著些。
其中公有经济与GDP的相关系数从一个侧面显示出近年来国有经济布局调整和国有企业战略性改组的成效。
当其他条件不变时,公有经济投资固定资产每增长1亿元,则GDP将增加0.9722742亿元。
尽管近几年我国在经济上取得了巨大成就,但我国仍是一个发展中国家。
所以国家仍会大力投资于全社会的基础设施建设等固定资产项目,所以对GDP的影响很显著。
我们可以看到国有经济对GDP的影响始终都是非常显著的。
虽然在经济发展的不同阶段,国家对固定资产的投资侧重点有所不同,但比起其他的经济形式,它仍是固定资产投资的支柱。
当其他条件保持不变时,个体经济固定资产投资每增长1亿元,则GDP将增加5.076192亿元。
近年来个体经济投资自主性增强,并成为推动支出与支撑社会投资增长的主导力量。
2005年内个体经济注册资金达到2.8万亿元的规模,占全社会投资的比重已超过50%,个体投资已成为我国社会投资中最具有活力的增长源泉。
改革开放以后,我国的国有经济开始