第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的影響分析

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1、第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的影響分析 第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的影響分析 一: 論文說明。 本主要分析國內(nèi)生產(chǎn)總值中第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的影響。分析投資函數(shù)可知，影響固定資產(chǎn)投資的因素除了我們選擇的解釋變量----第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值以外，還有投資存量，利率，勞動力等因素。由于收集數(shù)據(jù)的局限，我們在這里只討論第二產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定投資的影響。 二: 數(shù)據(jù)搜集。 我們在2001年《中國統(tǒng)計年鑒》上找到了從1985年到2001年的全社會固定資產(chǎn)投資和第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)。 具體如下： 年份

2、第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值全社會固定資產(chǎn)投資 19853866.62543.2 19864492.73120.6 19875251.63791.7 1988687.24753.8 ***7278.04410.4 19907717.44517.0 19919102.25594.5 199211699.58080.1 199316428.513072.3 199422372.217042.1 199528537.920019.3 199633612.922913.5 199737222.724941.1 199838619.328406.2 199940557.829854

3、.7 200044935.332917.7 200149069.137213.5 三: 建立模型及參數(shù)估計 以全社會固定投資為被解釋變量，以第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總之為解釋變量建立一元回歸模型It=C1+C2Yt+U其回歸分析結(jié)果如下： Dependent Variable: I Method: Least Squares Date: 05/25/04Time: 21:47 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-496.54783

4、93.7682-1.2610150.2266 Y0.7393830.01475750.104660.0000 R-squared0.994061Mean dependent var15481.85 Adjusted R-squared0.993665S.D. dependent var11965.40 S.E. of regression952.3918Akaike info criterion16.66596 Sum squared resid13605753Schwarz criterion16.76399 Log likelihood-139.6607F-statistic2

5、510.477 Durbin-Watson stat1.075031Prob(F-statistic)0.000000 回歸結(jié)果為：It= -496.5478 + 0.739383*Yt （-1.2610） （50.1047） R^2=0.9946DW=1.0750 四: 模型檢驗。 經(jīng)濟意義檢驗。 第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，全社會固定資產(chǎn)投資就會增加0.74%，這和現(xiàn)實中兩者成同方向變化是相符的，也符合經(jīng)濟理論。 2．統(tǒng)計推斷檢驗。 從估計的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)為0.994061，模型擬合情況較好，系數(shù)顯著性檢驗t統(tǒng)計量為50.10466，十分顯著，在給定顯著性

6、水平為0.05的情況下，查t分布表，自由度為17-2=15下臨界值為2.131，而50.10466遠大于2.131，所以拒絕原假設，說明第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值對全社會固定資產(chǎn)投資有顯著性影響。 3．計量經(jīng)濟檢驗。 （1）建立的模型只有一個解釋變量，不存在多重共線性。 （2）由于我們所用的樣本資料是時間序列數(shù)據(jù)，可能存在異方差，而且樣本容量較小，所以我們考慮用ARCH方法檢驗模型是否存在異方差。我們對殘差平方選擇滯后三期。結(jié)果如下： ARCH Test: F-statistic0.300807Probability0.824179 Obs*R-squared1.158815Probab

7、ility0.762898 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/26/04Time: 22:40 Sample(adjusted): 1988 2001 Included observations: 14 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C987839.6556846.01.7739910.1065 RESID^2(-1)0.1738470.32122

8、10.5412050.6002 RESID^2(-2)-0.2842960.322859-0.8805550.3992 RESID^2(-3)0.0725970.3208050.2262960.8255 R-squared0.082772Mean dependent var955411.1 Adjusted R-squared-0.192396S.D. dependent var1251711. S.E. of regression1366829.Akaike info criterion31.32884 Sum squared resid1.87E+13Schwarz crite

9、rion31.51143 Log likelihood-215.3019F-statistic0.300807 Durbin-Watson stat2.029199Prob(F-statistic)0.824179 從上面的結(jié)果可以看出：prob的值較大，即拒絕H0犯錯誤的概率較大，同時可以看出殘差序列的t值都遠小于2，不是很顯著。所以我們說模型不存在異方差。 （3）由回歸結(jié)果R—squared=0.994601D—W=1.075031而查表得到的Dl=1.13Du=1.38DW值落在無法決定的區(qū)域。因此需要對模型進行自相關的修正。用Cochrane—Orcutt法對模型進行自相關修行

10、，得到的結(jié)果如下： Dependent Variable: I Method: Least Squares Date: 05/25/04Time: 22:24 Sample(adjusted): 1986 2001 Included observations: 16 after adjusting endpoints Convergence achieved after 4 iterations VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-622.7327791.7472-0.7865300.4457 Y0.746580

11、0.02682727.829660.0000 AR(1)0.4628750.2708461.7089990.1112 R-squared0.994750Mean dependent var16290.52 Adjusted R-squared0.993942S.D. dependent var11868.34 S.E. of regression923.7531Akaike info criterion16.66213 Sum squared resid11093156Schwarz criterion16.80699 Log likelihood-130.2970F-statis

12、tic1231.525 Durbin-Watson stat1.469106Prob(F-statistic)0.000000 Inverted AR Roots.46 從上面的結(jié)果可以看出：DW值為1.4691,此時Du