對影響福建第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素的實證分析

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1、對影響福建第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展因素的實證分析 　　 第一章緒論——背景 福建呈現(xiàn)公有制為主體，多種所有制共同的多元化格局。自改革開放以來，福建不斷探索實行以公有制為主體、多種經(jīng)濟成份并存的所有制結(jié)構(gòu)，鼓勵國有、集體、私營、外資一齊上，并從重點戰(zhàn)略上調(diào)整了國有經(jīng)濟的布局，使福建經(jīng)濟格局發(fā)生變化。 在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面，福建第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降，第二產(chǎn)業(yè)比重有所上升，第三產(chǎn)業(yè)比重逐年上升。第一產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重由1978年的36.1%下降到2002年的16.3%；第二產(chǎn)業(yè)比重由42.5%上升到43.6%；第三產(chǎn)業(yè)比重由21.4%上升到40.1%。國

2、民經(jīng)濟總量增長從主要由第一二產(chǎn)業(yè)帶動轉(zhuǎn)化為主要由第二三產(chǎn)業(yè)帶動。 國民經(jīng)濟平穩(wěn)增長。初步統(tǒng)計，全年實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值4258.37億元，比上年增長9.0%，其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值652.40億元，增長3.5%；第二產(chǎn)業(yè)增加值1904.21億元，增長10.7%；第三產(chǎn)業(yè)增加值1701.76億元，增長9.3%。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值12375元，比上年增長7.0%。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。在國內(nèi)生產(chǎn)總值中，第一產(chǎn)業(yè)比重下降，第二產(chǎn)業(yè)比重上升，第三產(chǎn)業(yè)比重持平。一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重由上年的16.3%、43.7%和40.0%調(diào)整為15.3%、44.7%和40.0%。所有制結(jié)構(gòu)繼續(xù)調(diào)整，非公有制經(jīng)

3、濟占全省經(jīng)濟總量的比重上升到45.6%，比上年提高2.0個百分點。全年全勞動生產(chǎn)率25526元，比上年增長7.5%。 由上可見，改革進行二十多年以來，福建第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，而且隨著經(jīng)濟的進一步發(fā)展，第二產(chǎn)業(yè)在我省經(jīng)濟中的地位將日益顯著。 依據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)，國內(nèi)生產(chǎn)總值主要受居民消費、政府消費、資本形成總額、出口總額、進口總額等因素（這里暫時不考慮貨幣市場），本文試圖通過對歷年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)采用計量經(jīng)濟的理論進行，以實證法研究影響第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的若干因素所產(chǎn)生的不同作用。 第二章計量經(jīng)濟實證分析 一、數(shù)據(jù)收集 原始數(shù)據(jù) ——來源于《福建經(jīng)濟與社會統(tǒng)計年鑒——2003》P28、P30、P53 D2CCGC

4、APXM 198139.7568.1510.628.487.14263.6848 198242.9278.7312.0233.213.48257.1454 198346.0584.4413.2735.613.79677.251 198456.39100.4915.0843.7610.92767.6181 198572.56126.5618.164.5416.325410.0692 198682.19139.4824.4381.7225.536724.5981 1987101.28161.1429.8897.9233.6288350.052 1988141.82211.448.07124.645

5、2.675253.0844 ***163.82257.564.64139.1486.098875.0774 1990174.47284.8591.8151.46127.840998.6591 1991217.74332.9104.98190.4170.9071140.6215 1992291.6412.11123.23261.23252.233211.144 1993463.93524.15149.24446.44298.6911282.7297 1994739.52725.81210.39756.34548.4961491.2708 1995910.52930.89229.79996.176

6、62.6954547.8534 19961065.791075.34319.131202.55695.7384592.3984 19971267.641239.84379.761374.46848.9586637.1742 19981401.111284.42432.921577.67824.8092595.7494 19991507.291337.05493.531673.94856.9328601.6144 20001711.161496.2556.211798.271068.5474688.319 20011904.211586.7638.531939.611152.4896720.49

7、15 20022159.941699.74734.311443.461473.9598912.8945 D2：福建第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值CC：居民消費 G：政府消費CAP：資本形成總額、 X：出口總額M：進口總額 二、建立模型 使用Eviews，采用最小二乘法建立多元線形回歸模型，以D2為因變量、CC、G、CAP、X、M為自變量。 所得回歸方程為：D2=34.71180027-0.3605174497*CC+0.3257086244*CAP+1.371239184*G+0.04362975814*M+0.8067113894*X 估計表單為： DependentVariable:D2 Method:

8、LeastSquares Date:12/09/04Time:20:57 Sample:19812002 Includedobservations:22 VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C34.7118023.391071.4839770.1572 CC-0.3605170.213369-1.6896450.1105 CAP0.3257090.0785144.1484290.0008 G1.3712390.2150946.3750830.0000 M0.0436300.0991100.4402160.6657 X0.8067110.186

9、5774.3237440.0005 R-squared0.998554Meandependentvar661.8955 AdjustedR-squared0.998102S.D.dependentvar703.4254 S.E.ofregression30.64455Akaikeinfocriterion9.909787 Sumsquaredresid15025.41Schwarzcriterion10.20734 Loglikelihood-103.0077F-statistic2209.788 Durbin-Watsonstat1.393954Prob(F-statistic)0.0000

10、00 該模型優(yōu)點： 1.因為AdjustedR-squared=0.998102，故該方程擬合優(yōu)度較高，即模型總體擬合良好。 2.F統(tǒng)計量的P值=0。表明因變量對各個自變量的回歸效果顯著。 3.CAP、G、X的T檢驗相應(yīng)的P值為0.0008、0.0000和0.0005均小于顯著性水平（0.05） 4.CAP、G、X各個自變量的系數(shù)均大于零，符合經(jīng)濟學(xué)理論。 5.以D2的殘差圖和懷特檢驗（兩個檢驗的P值均大于0.05）上判斷，該方程應(yīng)該不存異方差。 WhiteHeteroskedasticityTest: F-statistic2.736215Probability0.056892 Obs*R-

11、squared15.69170Probability0.108805 6．從該方程的相關(guān)矩陣來看，兩個不同自變量的相關(guān)系數(shù)均沒有大于R平方的值0.998102，基本上不存在多重共線性。 CCCAPGXM CC10.9813993021450.9828060147330.9898168509730.962453203201 CAP0.98139930214510.9513330327070.9504542777620.929899220947 G0.9828060147330.95133303270710.9868012186280.933444432162 X0.9898168509730.9

12、504542777620.98680121862810.963417535784 M0.9624532032010.9298992209470.9334444321620.9634175357841 缺點： 1.DW值位于（0.86，1.94）之間，無法判斷其相關(guān)性。但從D2的殘差圖上判斷，應(yīng)該存在輕微的自相關(guān)。 2.C、CC、M的T檢驗相應(yīng)的P值均大于顯著性水平（0.05），即這三個自變量對因變量D2沒有顯著性影響。 由于存在上述不足，因此對該方程進行修正。 三、模型的修正 (一)模型的第一次修正 去除對因變量D2（福建省第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值）無顯著影響的自變量CC（居民消費）、M（進口總額）。

13、 對該模型重新擬合得方程：D2=-0.2681233922+0.2062987875*CAP+1.310992774*G+0.588029768*X 估計表單為： DependentVariable:D2 Method:LeastSquares Date:12/09/04Time:22:08 Sample:19812002 Includedobservations:22 VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.2681239.351543-0.0286720.9774 CAP0.2062990.0328566.2789040.0000 G

14、1.3109930.1922896.8178380.0000 X0.5880300.0955476.1543250.0000 R-squared0.998296Meandependentvar661.8955 AdjustedR-squared0.998012S.D.dependentvar703.4254 S.E.ofregression31.36464Akaikeinfocriterion9.892205 Sumsquaredresid17707.33Schwarzcriterion10.09058 Loglikelihood-104.8143F-statistic3514.899 Dur

15、bin-Watsonstat0.827417Prob(F-statistic)0.000000 該模型優(yōu)點： 1.因為AdjustedR-squared=0.998012，故該方程擬合優(yōu)度較高，即模型總體擬合良好。 2.F統(tǒng)計量的P值=0。表明因變量對各個自變量的回歸效果顯著。 3.CAP、G、X的T檢驗相應(yīng)的P值均為0.0000，均小于顯著性水平（0.05），比初始的T檢驗的檢驗效果還要好。 缺點：存在嚴重的序列正相關(guān)，因為DW的值小于1.05。因此需再次進行調(diào)整。 （二）模型的第二次修正 在自變量中加上一階滯后量AR（1），重新擬合方程。 新的方程為：D2=0.1889537391*CAP

16、+1.340918866*G+0.6021953341*X+[AR(1)=0.5962185074] 估計表單為： DependentVariable:D2 Method:LeastSquares Date:12/10/04Time:21:17 Sample(adjusted):19822002 Includedobservations:21afteradjustingendpoints Convergenceachievedafter9iterations VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CAP0.1889540.0324815.817

17、4460.0000 G1.3409190.2165036.1935340.0000 X0.6021950.0945376.3699460.0000 AR(1)0.5962190.2005592.9727790.0085 R-squared0.998851Meandependentvar691.5214 AdjustedR-squared0.998648S.D.dependentvar706.5924 S.E.ofregression25.98408Akaikeinfocriterion9.522489 Sumsquaredresid11477.93Schwarzcriterion9.72144

18、5 Loglikelihood-95.98613Durbin-Watsonstat1.861591 InvertedARRoots.60 1.初步檢驗 AdjustedR-squared=0.998012，故該方程擬合優(yōu)度較高，即模型總體擬合良好。CAP、G、X的T檢驗相應(yīng)的P值均為0.0000，均小于顯著性水平（0.05）。 2.自相關(guān)性檢驗 該模型的DW值為1.861591，介于（0.96，2.20）之間，說明該方程不存在自相關(guān)，得到了令人滿意的結(jié)果。 3.多重共線性檢驗 CAPGX CAP10.9513330327070.950454277762 G0.95133303270710.98

19、6801218628 X0.9504542777620.9868012186281 從該方程的相關(guān)矩陣來看，兩個不同自變量的相關(guān)系數(shù)均沒有大于R平方的值0.998854，基本上不存在多重共線性。4.異方差性檢驗 WhiteHeteroskedasticityTest: F-statistic2.008175Probability0.132486 Obs*R-squared9.713600Probability0.137243 以D2的殘差圖和懷特檢驗（兩個檢驗的P值均大于0.05）上判斷，該方程應(yīng)該不存異方差。 5.因果關(guān)系檢驗 Lags:5 NullHypothesis:ObsF-Stati

20、sticProbability CAPdoesnotGrangerCauseD2178.600730.01043 D2doesnotGrangerCauseCAP3.064070.10268 Lags:6 NullHypothesis:ObsF-StatisticProbability GdoesnotGrangerCauseD21619.58060.01668 D2doesnotGrangerCauseG2.520670.23957 Lags:6 NullHypothesis:ObsF-StatisticProbability XdoesnotGrangerCauseD21628.46270

21、.00972 D2doesnotGrangerCauseX8.658440.05222 從上述三個因果關(guān)系的檢驗結(jié)果可知：當將延滯期增加到五至六期時，三個自變量均能被解釋成為引起D2變化的原因，反之則不然。 第三章結(jié)論——該模型最終形式的評價及意義 一、最終方程D2=0.19*CAP+1.34*G+0.60*X+[AR(1)=0.60] （保留兩位小數(shù)） 二、對該模型的評價 1.該方程的擬合優(yōu)度極高，總體回歸及各變量回歸均高度顯著，且基本上不存在自相關(guān)、多重共線性、異方差性。 可以說，從計量學(xué)的角度出發(fā)，該模型是比較優(yōu)良的。 2.雖然在因果關(guān)系的檢驗中，將延滯期增加到五至六期時，三個自變量才均

22、能被解釋成為引起D2變化的原因，而同時D2不能被解釋成為引起CAP、G、X變化的原因。但資本形成總額、政府消費、出口總額對我省第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的的滯后性從存量的角度是可以解釋的。 資本形成總額、政府消費、出口總額等三個自變量的系數(shù)均為整數(shù)，意味著它們與第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值成正比例關(guān)系，符合西方經(jīng)濟學(xué)。 可以說，從經(jīng)濟學(xué)的角度出發(fā)，該模型也是比較優(yōu)良的。 三、該模型的意義 初步核算，2003年全年福建省生產(chǎn)總值5241.73億元，按可比價格，比上年增長11.5%。 2003年，第一產(chǎn)業(yè)比重繼續(xù)下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步上升，第三產(chǎn)業(yè)比重有所下降。三次產(chǎn)業(yè)比例由上年的14.2：46.1：39.7調(diào)整為13.5：47.6：38.9。 三次產(chǎn)業(yè)比例中唯一提高的是第二產(chǎn)業(yè)的比例，而且為了全面實現(xiàn)化，進一步福建省的經(jīng)濟，依據(jù)上述所建立的模型可知，增加資本投入、增大政府對品的采購及使用量、擴大出口對提高第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值均有積極的影響，其中尤其是政府購買所起到的作用最大，其大于1的系數(shù)強烈地表明了這點。 限于時間和篇幅，本文僅考慮了影響福建省第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的部分影響因素，對其他因素的影響還有待進一步。 畢業(yè)論文搜集整理：