促進(jìn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素分析.doc

促進(jìn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素分析摘要：“西部大開發(fā)”發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施西部落后地區(qū)迎來(lái)了發(fā)展的機(jī)遇，內(nèi)蒙古作為西部的一個(gè)省，也將抓住機(jī)遇積極發(fā)展經(jīng)濟(jì)。近年來(lái)內(nèi)蒙經(jīng)濟(jì)在全區(qū)的結(jié)構(gòu)調(diào)整和西部大開發(fā)的過程中有了長(zhǎng)足的發(fā)展,但是在發(fā)展中也存在一些問題和困難,需要我們認(rèn)真重視、研究并加以改進(jìn),本文就影響內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素進(jìn)行了分析,并提出了一些的建議。關(guān)鍵詞：GDP 地區(qū)生產(chǎn)總值 基本建設(shè)投資 社會(huì)消費(fèi)品零售總額 第三產(chǎn)業(yè) 發(fā)揮怎樣才能使內(nèi)蒙古更好更快地發(fā)展起來(lái)呢？在經(jīng)濟(jì)建設(shè)中又應(yīng)當(dāng)注重哪些方面呢？下面我對(duì)其影響經(jīng)濟(jì)的幾個(gè)因素進(jìn)行了分析。數(shù)據(jù)如下：(表1)年 份生產(chǎn)總值（億元）Y社會(huì)消費(fèi)品零售總額(億元)X1基本建設(shè)投資(億元)X2固定資產(chǎn)投資(億元)X3出口總額(億元)Z1進(jìn)口總額(億元)Z2實(shí)際利用外資額(萬(wàn)美元)X5教育事業(yè)投資(億元)X61985163.8375.63735.6848 52.42 4.38801.51735304.8420 1986181.58 84.88097.2939 47.57 6.36562.54306645.5765 1987212.27 96.30065.4114 53.32 8.43102.882011206.0345 1988270.81 118.89675.0165 72.05 10.93903.19139617.1570 1989292.69 125.68754.5852 70.68 12.51583.603330507.7245 1990319.31 130.57604.9415 70.77 16.94838.341525308.5647 1991359.66 145.52076.2478 100.66 22.45979.709555328.5884 1992421.68 168.68516.3988 149.24 31.916818.7901791010.0203 1993532.70 202.14786.1791 217.40 56.184347.98071921312.2475 1994681.92 247.29135.7617 250.99 51.3373400400 1995832.88 295.01615.6159 273.06 50.678543.08866180116.5580 1996984.78 335.36017.5551 275.54 56.913246.97823835519.7786 19971099.77 367.91579.1114 317.50 60.945847.67304420920.2451 19981192.29 400.887214.3054 350.16 68.163546.55384425324.2189 19991268.20 437.381318.1797 383.37 75.002858.09584013327.5159 20001401.01 483.981434.3664 430.42 84.711484.06975481929.7521 20011545.79 537.307151.3916 496.43 94.3996116.50394734239.7389 20021734.31 598.964681.2413 715.09 113.4776135.25035821148.2847 20032150.41 726.763078.1312 1209.44 119.2581138.43946652954.3525 （資料來(lái)源：內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)局、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒）其中：Y代表地區(qū)生產(chǎn)總值，X1代表社會(huì)消費(fèi)品零售總額，X2代表基本建設(shè)投資，X3代表固定資產(chǎn)投資總額， Z1代表出口總額,Z2代表進(jìn)口總額，X5代表實(shí)際利用外資額,X6代表教育事業(yè)投資總額。(一)建立模型并回歸根據(jù)計(jì)算國(guó)民生產(chǎn)總值的支出法可知：GDP=消費(fèi)支出+投資支出+政府支出+凈出口。結(jié)合數(shù)據(jù)設(shè)模型的函數(shù)形式為：Y=a0+a1*X1+a2*X2+a3*X3+a4*X4+a5*X5+a6*X6+u (式1)先利用GENR生成X4=Z1-Z2,再運(yùn)用OLS估計(jì)方法對(duì)式1中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得回歸分析結(jié)果：（表2）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:31Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.2836330.28858111.378550.0000X2-0.8008761.036130-0.7729500.4534X30.0381430.0460180.8288890.4221X53.45E-050.0004980.0692750.9458X6-2.3979304.933792-0.4860220.6350C-91.5276110.49876-8.7179450.0000R-squared0.999438 Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0.999221 S.D. dependent var597.4553S.E. of regression16.67253 Akaike info criterion8.717491Sum squared resid3613.653 Schwarz criterion9.015735Log likelihood-76.81617 F-statistic4620.256Durbin-Watson stat0.978955 Prob(F-statistic)0.000000（二）多重共線性的檢驗(yàn)及修正1、檢驗(yàn)表1的各估計(jì)量的t檢驗(yàn)都不顯著，而f檢驗(yàn)顯著，說明存在多重共線性。用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法再次進(jìn)行檢驗(yàn)用，如表3：X1X2X3X4X5X6X1 1.000000 0.862272 0.937908-0.589030 0.912883 0.983284X2 0.862272 1.000000 0.896652-0.861649 0.667251 0.935660X3 0.937908 0.896652 1.000000-0.658111 0.813625 0.954438X4-0.589030-0.861649-0.658111 1.000000-0.412062-0.702237X5 0.912883 0.667251 0.813625-0.412062 1.000000 0.852549X6 0.983284 0.935660 0.954438-0.702237 0.852549 1.000000由表3可以看出，該模型存在多重共線性。2、用逐步回歸法修正多重共線性。（1）、運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出擬合效果最好的一元線性回歸方程，即：Y= -79.08589+ 3.073652X2（-8.833908） （119.9085）R2= 0.998819 AR2= 0.998750 F= 14378.04(2)、逐步回歸。將其余解釋變量逐一代入上式結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出擬合效果最好的二元線性回歸方程，即：Y=-94.35986+ 3.199889*X2-1.158569X3 （-12.35871） （86.06483） （-3.937602） R2= 0.999400 AR2= 0.999325 F= 13330.58(3)、將其余解釋變量逐一代入上式產(chǎn)生多重共線性，結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)保留X1和X2最終的線性回歸方程為，Y= -79.08589+ 3.073652X2（-8.833908） （119.9085）R2= 0.998819 AR2= 0.998750 F= 14378.04回歸結(jié)果如下：（表4）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:40Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.1998890.03718086.064830.0000X2-1.1585690.294232-3.9376020.0012C-94.359867.635091-12.358710.0000R-squared0.999400 Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0.999325 S.D. dependent var597.4553S.E. of regression15.51929 Akaike info criterion8.465984Sum squared resid3853.576 Schwarz criterion8.615106Log likelihood-77.42685 F-statistic13330.58Durbin-Watson stat0.931665 Prob(F-statistic)0.000000（三）異方差檢驗(yàn)及修正：（1）首先用圖示法檢驗(yàn)。（圖1）由圖1可知模型可能存在異方差。（2）由于該模型是小樣本，不適用White檢。用Goldfeld-quandt檢驗(yàn)。以X1得升序排列，去掉中間1/4的數(shù)據(jù)，n=19去掉5個(gè)數(shù)據(jù)。剩下的分為前后兩部分，每部分各有（n-5）/2=7個(gè)數(shù)據(jù)。分別對(duì)這兩部分進(jìn)行回歸，記錄其殘差平方和。樣本范圍在1985-1991的殘差平方和為E1=224.4102。樣本范圍在1997-2003的殘差平方和為E2=2027.765。構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量F*=E2/E1=9.0359719186.在給定的顯著性水平&=0.05下查F表的臨界值F(5,5)=5.05。因?yàn)镕*F,表明誤差項(xiàng)存在異方差。（3）用arch檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行檢驗(yàn)。（表5）Dependent Variable: E2Method: ML - ARCHDate: 12/18/05 Time: 11:53Sample(adjusted): 1988 2003Included observations: 16 after adjusting endpointsConvergence achieved after 55 iterationsCoefficientStd. Errorz-StatisticProb. C91.00901142.91890.6367880.5243E2(-1)0.6950150.8073710.8608370.3893E2(-2)-0.4739370.782312-0.6058170.5446E2(-3)0.2365350.6010590.3935300.6939 Variance EquationC12367.3836189.050.3417440.7325ARCH(1)-0.1539160.065494-2.3500710.0188GARCH(1)0.5772891.5065780.3831790.7016R-squared0.337344 Mean dependent var197.0166Adjusted R-squared-0.104427 S.D. dependent var177.0589S.E. of regression186.0743 Akaike info criterion13.24010Sum squared resid311612.7 Schwarz criterion13.57811Log likelihood-98.92079 F-statistic0.763618Durbin-Watson stat1.820931 Prob(F-statistic)0.616288由表可知：過程階數(shù)P=1時(shí)為最佳。此時(shí)Obs*R-squared=3.650429，在給定的顯著性水平&=0.05下查卡方分布表的臨界值為3.84146.因?yàn)镺bs*R-squareddu,根據(jù)判定區(qū)域可知DW值落入不拒絕Ho區(qū)域內(nèi)，即其無(wú)一階自相關(guān)。最終的樣本回歸方程為：Y=-86.67634+3.128669X1-0.630971X2 (-38.18826) (143.4637) (-4.251025)R2=0.999949 AR2=0.999943 F=158285.6最終的總體回歸方程為：Y=-86.67634+3.128669X1-0.630971X2+u其中Y代表內(nèi)蒙古的地區(qū)國(guó)民生產(chǎn)總值，X1代表社會(huì)消費(fèi)品零售總額，X2代表基本建設(shè)投資。（五）總結(jié)分析由模型可以看出：在變量為零時(shí)，內(nèi)蒙的國(guó)民生產(chǎn)總值平均保持在-86.67634億元的水平，內(nèi)蒙古歷來(lái)都以牧業(yè)為主，多是自產(chǎn)自銷，這部分價(jià)值不計(jì)入GDP中，其他產(chǎn)業(yè)在逐步發(fā)展，水平還比較低，國(guó)家的財(cái)政補(bǔ)貼和許多對(duì)內(nèi)蒙的轉(zhuǎn)移支付再加上地區(qū)的貿(mào)易逆差都可能造成內(nèi)蒙古GDP核算出現(xiàn)負(fù)值的情況。在其他變量不變時(shí)，每增加一億元的社會(huì)消費(fèi)品零售總額GDP平均增加3.128669億元；在其他變量不變時(shí)每增加一億元的基本建設(shè)投資，GDP平均減少-0.630971億元；說明，促進(jìn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要原因是社會(huì)消費(fèi)品零售.基本建設(shè)投資的增加要減少GDP，可能是因?yàn)榻陙?lái)為追求國(guó)民生產(chǎn)總值的快速曾長(zhǎng)對(duì)基本建設(shè)進(jìn)行盲目投資，低水平重復(fù)建設(shè)比較嚴(yán)重，導(dǎo)致投資很多收效甚微；還有可能是數(shù)據(jù)不夠準(zhǔn)確造成的。該模型提示我們?cè)诎l(fā)展經(jīng)濟(jì)的過程中要注意結(jié)合實(shí)際不能盲目激進(jìn)。應(yīng)當(dāng)在保持社會(huì)消費(fèi)品零售和基本建設(shè)投資穩(wěn)步合理的增長(zhǎng)的同時(shí)，加大其他方面的投資和建設(shè)。（六）建議目前，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度不快，人民生活水平還不高，與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相比存在著較大的差距，為其能更快更好的發(fā)展，應(yīng)當(dāng)：首先：加大對(duì)農(nóng)牧業(yè)投資，提高其抵御自然災(zāi)害的能力，鞏固內(nèi)蒙古的基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)，打好發(fā)展經(jīng)濟(jì)的根基。只有具備良好的基礎(chǔ)，才能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。其次，針對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體素質(zhì)不高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理的問題，可以結(jié)合自己優(yōu)勢(shì)，加快如飲食業(yè)、旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以此拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。內(nèi)蒙古的消費(fèi)支出中生活必需品的支出占較大一部分，恩格爾系數(shù)較大，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以增加居民的收入，促進(jìn)消費(fèi)方向轉(zhuǎn)變，提高國(guó)民經(jīng)濟(jì)的整體水平。第三、引進(jìn)東部及國(guó)外先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)及成功的經(jīng)驗(yàn)，深化企業(yè)改革，提高資源的利用效益，提高產(chǎn)業(yè)和商業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，使其成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主力軍。第四、大力發(fā)展高等教育，積極創(chuàng)造良好的條件留住人才、吸引人才，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中重視人才，發(fā)揮人才的主導(dǎo)作用。第五、在中央政府的大力支持和扶植下，提供各種便利和優(yōu)惠引進(jìn)外資，解決制約內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金短缺的瓶頸問題。第六、憑借自己的優(yōu)勢(shì)或比較優(yōu)勢(shì)積極參與國(guó)際貿(mào)易，提高進(jìn)出口貿(mào)易總額，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。只要堅(jiān)持“抓住機(jī)遇、深化改革、擴(kuò)大開放、促進(jìn)發(fā)展、保持穩(wěn)定”的基本方針，正確處理改革、發(fā)展、穩(wěn)定的關(guān)系，緊緊抓住經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變這一關(guān)鍵，全面實(shí)施資源轉(zhuǎn)換、開放帶動(dòng)、科教興區(qū)、人才開發(fā)和名牌推進(jìn)等五大戰(zhàn)略措施，切實(shí)抓好調(diào)整結(jié)構(gòu)、提高效益、開拓市場(chǎng)三個(gè)重要環(huán)節(jié)，就能提高內(nèi)蒙古綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力、可持續(xù)發(fā)展能力和國(guó)民素質(zhì)全面，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步快速的發(fā)展。參考文獻(xiàn)：溫元?jiǎng)P 把脈內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)癥結(jié)內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀淺析我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的分析 鄭志峰 西方經(jīng)濟(jì)學(xué) 205020104014摘要：本文利用我國(guó)1978年以來(lái)的統(tǒng)計(jì)數(shù)字建立了可以通過各種檢驗(yàn)的城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的模型。通過對(duì)該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析可以得出可支配收入率對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響不大，還有利率對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響很小，值得注意的是，模型中的基尼系數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄影響是相當(dāng)大的。1 、我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄模型各個(gè)解釋變量及被解釋變量的分析一個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲(chǔ)蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價(jià)水平、收入分配等因數(shù)的影響：1.1 收入因數(shù)收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因數(shù)，收入的變化會(huì)直接決定著儲(chǔ)蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲(chǔ)蓄量增加；個(gè)人可支配收入減少，儲(chǔ)蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€(gè)人所得稅之后，余下的全部實(shí)際現(xiàn)金收入。在本文中，我們選用當(dāng)年的收入增長(zhǎng)率來(lái)考察收入因數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。具體數(shù)據(jù)來(lái)源見下表：年份城鎮(zhèn)居民總收入（億元）城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率1978592.19331979749.04750.2648699341980914.12640.22038508919811009.3570.10417644619821149.8240.13916541219831257.590.09372356319841566.1490.24535700819851854.6980.18424112219862375.3130.28070097119872773.2160.16751586419883382.5710.21972892919894058.5010.19982709519904560.0490.12357970319915306.3820.16366782419926520.5860.22881942519938550.0090.311233327199411946.170.397210898199515065.020.261076104199618051.030.198208003199720356.870.127739779199822572.760.108852141199925610.080.134557035200028828.970.125688358200132969.980.14364071200238677.30.173106495數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1.2 利息率傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會(huì)使儲(chǔ)蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據(jù)當(dāng)年變動(dòng)月份加權(quán)平均后的一年期儲(chǔ)蓄存款加權(quán)利率。1.3 物價(jià)水平物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民戶的消費(fèi)傾向的改變，從而也就會(huì)改變居民戶的儲(chǔ)蓄傾向。本文用通貨膨脹率來(lái)考察物價(jià)水平對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。1.4 收入分配凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。在國(guó)際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)，本文選用的是中國(guó)1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)。1.5 儲(chǔ)蓄水平在本文中，我們用城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率作為被解釋變量。計(jì)算方法是：儲(chǔ)蓄率=當(dāng)年城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄增量/當(dāng)年城鎮(zhèn)居民總可支配收入。具體數(shù)據(jù)來(lái)源見下表：年份城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄增量（億元）城鎮(zhèn)居民總收入（億元）城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率197947.7749.04750.06368087198079.9914.12640.08740586198171.61009.3570.07093626198293.21149.8240.081055861983125.31257.590.0996350119842041566.1490.130255841985281.21854.6980.151615021986414.62375.3130.174545421987603.32773.2160.21754531988604.23382.5710.1786215219891104.44058.5010.272120219901493.94560.0490.3276061419911646.75306.3820.3103244319921967.26520.5860.301690719932735.28550.0090.319906119945075.511946.170.4248643519956763.915065.020.4489803619967383.518051.030.4090347719976297.420356.870.3093501519985818.822572.760.2577797819995438.225610.080.2123460820003572.528828.970.12392052001796432969.980.24155306200211563.6738677.30.29897822數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2、模型的形式和參數(shù)估計(jì)以及各種檢驗(yàn)2.1 模型的建立我們的模型是：rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b3*rcpi+b4*gini+u 的形式其中，c度量了截距項(xiàng)，它表示在沒有收入的時(shí)候人們也要花錢消費(fèi)，儲(chǔ)蓄率為負(fù)。 b1度量了當(dāng)城鎮(zhèn)個(gè)人可支配收入率變動(dòng)1%時(shí)，儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率的變動(dòng)。b2 度量了當(dāng)利率變動(dòng)一個(gè)單位，其實(shí)也就是1%時(shí)，儲(chǔ)蓄的增量的變動(dòng)。b3度量了當(dāng)通貨膨脹率變動(dòng)一個(gè)單位，儲(chǔ)蓄增量的變動(dòng)。b4度量了基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。這也是本文的重點(diǎn)變量。u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。我們的模型數(shù)據(jù)樣本為從19792002年。年份城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率一年期儲(chǔ)蓄利率通貨膨脹率城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)19790.063680870.2648699343.780.020.1619800.087405860.2203850895.040.0598040.1519810.070936260.1041764465.40.0240520.1519820.081055860.1391654125.670.018970.1519830.099635010.0937235635.760.0150710.1619840.130255840.2453570085.760.0279480.1919850.151615020.1842411226.720.088360.1919860.174545420.2807009717.20.0601090.219870.21754530.1675158647.20.0729010.2319880.178621520.2197289297.680.1853120.2319890.27212020.19982709511.120.1777650.2319900.327606140.1235797039.920.0211410.2419910.310324430.1636678247.920.0288880.2519920.30169070.2288194257.560.0538140.2719930.31990610.3112333279.260.1318830.319940.424864350.39721089810.980.2169480.2819950.448980360.26107610410.980.1479690.2819960.409034770.1982080039.210.0609380.2919970.309350150.1277397797.170.0079410.319980.257779780.1088521415.02-0.0260.29519990.212346080.1345570352.89-0.029930.320000.12392050.1256883582.25-0.015010.3220010.241553060.143640712.25-0.00790.3320020.298978220.1731064952.03-0.013080.319數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒利用eviews回歸結(jié)果如下 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2646460.045525-5.8131540.0000RGPI0.3174260.1756781.8068640.0875I0.0240540.0036886.5230930.0000RCPI0.0244760.2055080.1190990.9065GINI1.1275230.1493187.5511270.0000R-squared0.897971 Mean dependent var0.234065Adjusted R-squared0.875298 S.D. dependent var0.116109S.E. of regression0.041002 Akaike info criterion-3.360748Sum squared resid0.030260 Schwarz criterion-3.113901Log likelihood43.64860 F-statistic39.60525Durbin-Watson stat1.541473 Prob(F-statistic)0.000000Rsave=-0.264646+0.317426*rgpi+0.024054*i+0.024476*rcpi+1.127523*gini.2.2 模型的檢驗(yàn)2.21.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn) 該模型可以通過初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)，系數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論。2.22統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) R值為0.897971，校正后的R值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗(yàn)的值為39.60525，整個(gè)模型對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)影響是顯著的。2.23計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)多重共線性的檢驗(yàn) 從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個(gè)變量后發(fā)現(xiàn)RGPI和RCPI不顯著，可能存在多重共線性，運(yùn)用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄RCPI這個(gè)變量，重新做回歸分析得到： rsave= rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b4*gini+uVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2714870.041322-6.5700560.0000RGPI0.3147870.1137992.7661770.0119I0.0244870.0031787.7049860.0000GINI1.1452800.1378868.3059870.0000R-squared0.897094 Mean dependent var0.229740Adjusted R-squared0.881658 S.D. dependent var0.115517S.E. of regression0.039739 Akaike info criterion-3.461967Sum squared resid0.031583 Schwarz criterion-3.265624Log likelihood45.54360 F-statistic58.11739Durbin-Watson stat1.556309 Prob(F-statistic)0.000000 從新模型的整體效果來(lái)看，R值和F值都很好，而且各個(gè)變量的