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

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 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19853866.62543.219864492.73120.619875251.63791.7

2、1988687.24753.819897278.04410.419907717.44517.019919102.25594.5199211699.58080.1199316428.513072.3199422372.217042.1199528537.920019.3199633612.922913.5199737222.724941.1199838619.328406.2199940557.829854.7200044935.332917.7200149069.137213.5三: 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+

3、c2yt+u 其回歸分析結(jié)果如下：dependent variable: imethod: least squaresdate: 05/25/04 time: 21:47sample: 1985 2001included observations: 17variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-496.5478393.7682-1.2610150.2266y0.7393830.01475750.104660.0000r-squared0.994061 mean dependent var15481.85adjusted r-squared0

4、.993665 s.d. dependent var11965.40s.e. of regression952.3918 akaike info criterion16.66596sum squared resid13605753 schwarz criterion16.76399log likelihood-139.6607 f-statistic2510.477durbin-watson stat1.075031 prob(f-statistic)0.000000回歸結(jié)果為：it= -496.5478 + 0.739383*yt （-1.2610） （50.1047） r2=0.9946

5、dw=1.0750四: 模型檢驗(yàn)。1. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。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(shí)中兩者成同方向變化是相符的，也符合經(jīng)濟(jì)理論。2統(tǒng)計推斷檢驗(yàn)。 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(yàn)t統(tǒng)計量為50.10466，十分顯著，在給定顯著性水平為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(yuǎn)大于2.131，所以拒絕原假設(shè)，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(jì)檢驗(yàn)。 （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

6、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(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。我們對殘差平方選擇滯后三期。結(jié)果如下：arch test:f-statistic0.300807 probability0.824179obs*r-squared1.158815 probability0.762898test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 05/26/04 time: 22:40sample(adjusted): 1988 2001included observatio

7、ns: 14 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c987839.6556846.01.7739910.1065resid2(-1)0.1738470.3212210.5412050.6002resid2(-2)-0.2842960.322859-0.8805550.3992resid2(-3)0.0725970.3208050.2262960.8255r-squared0.082772 mean dependent var955411.1adjusted r-squared-0.1923

8、96 s.d. dependent var1251711.s.e. of regression1366829. akaike info criterion31.32884sum squared resid1.87e+13 schwarz criterion31.51143log likelihood-215.3019 f-statistic0.300807durbin-watson stat2.029199 prob(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(yuǎn)小于2，不是很顯著。所以我們說模型不存在

9、異方差。（3）由回歸結(jié)果rsquared=0.994601 dw=1.075031 而查表得到的dl=1.13 du=1.38 dw值落在無法決定的區(qū)域。因此需要對模型進(jìn)行自相關(guān)的修正。用cochraneorcutt法對模型進(jìn)行自相關(guān)修行，得到的結(jié)果如下：dependent variable: imethod: least squaresdate: 05/25/04 time: 22:24sample(adjusted): 1986 2001included observations: 16 after adjusting endpointsconvergence achieved after

10、 4 iterationsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-622.7327791.7472-0.7865300.4457y0.7465800.02682727.829660.0000ar(1)0.4628750.2708461.7089990.1112r-squared0.994750 mean dependent var16290.52adjusted r-squared0.993942 s.d. dependent var11868.34s.e. of regression923.7531 akaike info criter

11、ion16.66213sum squared resid11093156 schwarz criterion16.80699log likelihood-130.2970 f-statistic1231.525durbin-watson stat1.469106 prob(f-statistic)0.000000inverted ar roots .46從上面的結(jié)果可以看出：dw值為1.4691,此時dudw4-du,表明通過修正的結(jié)果已經(jīng)不存在自相關(guān)。通過以上的回歸及檢驗(yàn)，我們可以寫出如下回歸方程：it= -622.7327 + 0.746580*yt (-0.7865) (27.8297) r2=0.9948 dw=1.4691五：經(jīng)濟(jì)意思淺析。（1） 從修正后得到的結(jié)果可以知道，第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，全社會的固定資產(chǎn)投資就會增加近0.75%. （2） 由于初始模型存在自相關(guān)，所