GDP與三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率關(guān)系計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

1、題目：我國(guó)GDP與三大產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率關(guān)系地計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析我國(guó) GDPGDP 與三大產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率關(guān)系地計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析摘要：隨著我國(guó)地三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到不斷優(yōu)化，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總 值在20年間得到迅速增長(zhǎng).文章試從三大產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率與GDP曽長(zhǎng)率 地統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，研究其內(nèi)在聯(lián)系，并對(duì)今年總體經(jīng)濟(jì)做預(yù)測(cè).關(guān)鍵字：產(chǎn)業(yè) 經(jīng)濟(jì) 結(jié)構(gòu)一、 經(jīng)濟(jì)理論世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史表明，在工業(yè)化發(fā)展階段，第二產(chǎn)業(yè)比重超過第一產(chǎn) 業(yè)比重占統(tǒng)治地位達(dá)到一定高峰后，開始緩慢下降，同時(shí)第三產(chǎn)業(yè)比 重上升，逐步占據(jù)主導(dǎo)地位，成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展地主要?jiǎng)恿?第三產(chǎn) 業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)地重要組成部分，其發(fā)展水平已成為衡量一個(gè)國(guó)家綜 合經(jīng)濟(jì)實(shí)力和現(xiàn)代化程度地

2、重要標(biāo)志.就我國(guó)而言，把各種產(chǎn)業(yè)劃分 為第一產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)；第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)林牧副漁，第二 產(chǎn)業(yè)包括制造業(yè)，采掘業(yè)，建筑業(yè)等；第三產(chǎn)業(yè)包括服務(wù)業(yè)和其他非 物質(zhì)生產(chǎn)部門，三大產(chǎn)業(yè)是相互依賴和相互制約地.第一產(chǎn)業(yè)是第二 和第三產(chǎn)業(yè)地基礎(chǔ)，第一二產(chǎn)業(yè)為第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造條件，第三產(chǎn)業(yè)地發(fā) 展又會(huì)反過來(lái)促進(jìn)第一和第二產(chǎn)業(yè)地發(fā)展，第二、三產(chǎn)業(yè)地進(jìn)步對(duì)第 一產(chǎn)業(yè)有帶動(dòng)作用.由此可見三大產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中各自發(fā)揮著 不同程度地作用.二、 問題地提出從建國(guó)以來(lái)我國(guó)地經(jīng)濟(jì)已經(jīng)發(fā)生了天翻地覆地變化，各大產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占地地位和作用也在發(fā)生著相應(yīng)地變化和調(diào)整 對(duì)于這種變化是否符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，對(duì)我國(guó)

3、地經(jīng)濟(jì)影響作用是 否明顯，他們與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值又有著怎樣地關(guān)系，對(duì)整個(gè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總 值又有多大地影響，對(duì)于三大產(chǎn)業(yè)，在新地條件下哪一產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生 產(chǎn)總值地影響更明顯，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)地不斷發(fā)展以及改革開放地不斷 深入，研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及經(jīng)濟(jì)發(fā)展地各個(gè)因素，成為決策部門地一 個(gè)重要課題.總體來(lái)說，20世紀(jì)90年代后期以來(lái)，隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力 度地加大，歷史上累積下來(lái)地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾逐步得到解決.從總體上看，結(jié)構(gòu)調(diào)整增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)地綜合生產(chǎn)能力，明顯提高了工業(yè)經(jīng)濟(jì)地 運(yùn)行質(zhì)量，使第三產(chǎn)業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)地重要推動(dòng)力量，有力地推動(dòng)了 經(jīng)濟(jì)、社會(huì)地發(fā)展.下面將對(duì)我國(guó)20年來(lái)地三大產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP地影響進(jìn)行分析探討.第

4、 一產(chǎn)業(yè)增加值占GDR:匕重從1991年24.5%下降到2010年地10.1%, 第二產(chǎn)業(yè)增加值占GD住匕重從1991年地41.8%上升到2010年地46.8%,第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDR:匕重從1991年33.7%增加到2010年43.1%.由此可見,從1991年到2010年,總地來(lái)說,三大產(chǎn)業(yè)各自地 增加值都有顯著變化,第一產(chǎn)業(yè)所占匕重基本上呈下降趨勢(shì),而二、 三產(chǎn)業(yè)則呈上升趨勢(shì),但第二產(chǎn)業(yè)上升地幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有第三產(chǎn)業(yè)上升 地幅度大,因此可以看出,第三產(chǎn)業(yè)地發(fā)展帶給整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展地 重要作用.據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布地“十一五”經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展成就系列報(bào)告顯示，“十一五”期間，三次產(chǎn)業(yè)均保持較快地發(fā)展態(tài)勢(shì)

5、.2006-2010年第一產(chǎn)業(yè)年均增長(zhǎng)4.5%，第二產(chǎn)業(yè)年均增長(zhǎng)12.1%，第三產(chǎn)業(yè)年均 增長(zhǎng)11.9%，第三產(chǎn)業(yè)所占比重由40.9%上升為43.1%，上升2.6%.其 中，第一產(chǎn)業(yè)所占地比重從2005年地12.1%下降到2010年地10.1%，下降了2個(gè)百分點(diǎn)。第二產(chǎn)業(yè)所占比重由47.4%下降為46.8%，下降了0.6個(gè)百分點(diǎn)。第三產(chǎn)業(yè)所占比重由40.5上升為43.1%，上升2.6個(gè)百分點(diǎn).由以上數(shù)據(jù)分析可知，從2005年開始， 三大產(chǎn)業(yè)無(wú)論是其自身地年均增長(zhǎng)值還是三者在GDP中所占比重都有更為明顯地變化.而從各大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)方面分析，2005-2009年， 第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)地比

6、重由44.8%下降到38.1%，下降 了6.7個(gè)百分點(diǎn)。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重由23.8%上升至27.8%，上升了4個(gè)百分點(diǎn)。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重由31.4%上 升至34.1%，上升了2.7個(gè)百分點(diǎn).就業(yè)人數(shù)地增加推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)地發(fā) 展，從而又影響到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)地發(fā)展.由此可見，三大產(chǎn)業(yè)在不同領(lǐng)域?qū)DP有著不同程度地影響.經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)由主要依靠工業(yè)帶動(dòng)向三次產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動(dòng)轉(zhuǎn)變.根據(jù)以上分析 我組做一下地探索.三、模型地設(shè)定20世紀(jì)以來(lái)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著密切地關(guān)系.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)地變動(dòng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)地增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)地增長(zhǎng)也會(huì)影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)地變化 近年來(lái)，我國(guó)學(xué)者對(duì)我國(guó)部分省份乃至全國(guó)地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增

7、長(zhǎng)做 了不少經(jīng)濟(jì)研究，對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)起到了一定地作用，對(duì)哪個(gè)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)地影響顯著看法不 一，有地認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反過來(lái)又推動(dòng)第一、 三產(chǎn)業(yè)地發(fā)展.對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)而言，則認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì) 地作用最小.根據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)我國(guó)地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)地研究，可近似 認(rèn)為，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)為三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率地加權(quán)和，建立以下模 型，其表達(dá)式為：其中：丫表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP地年增長(zhǎng)率，X、X X分別表 示第一、二、三產(chǎn)業(yè)地年增長(zhǎng)率，表示在其他因素不變地情況下，經(jīng) 濟(jì)固有增長(zhǎng)率.而（n=1,2,3）分別表示各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中地權(quán) 數(shù)；*X

8、（n=1，2，3）則表示各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)地貢獻(xiàn)；表示隨 機(jī)誤差項(xiàng)，代表其他影響GDP地因素.四、數(shù)據(jù)地收集整理表119902010年累計(jì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表（單位：億元）年份GDP第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)199018667.8 :5062P7717.45888.4199121781.55342.29102.27337.1199226923.476455866.611699.59357.376451199335333.924726963.76289516454.4313111915.73051199448197.856459572.6947522445.3990616179.76264199560

9、793.7292112135.811428679.457519978.4603199671176.5916514015.3899933834.9590123326.24265199778973.03514441.8856737543.002226988.14714199884402.2797714817.6255239004.1885430580.46571199989677.0547114770.0284741033.5815933873.44694200099214.5543114944.722545555.8779638713.953852001109655.170615781.2690

10、549512.2909744361.610542002120332.689316537.0196653896.7677949898.901822003135822.817381.762436.356004.72004159878.321412.773904.364561.32005184937.42242087598.174919.32006216314.424040103719.588554.92007265810.328627125831.4111351.92008314045.433702149003.41313402009340902.812635226157638.776614803

11、8.0362010397983.150940497186480.7572171005.3937數(shù)據(jù)來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng);根據(jù)表1,計(jì)算三大產(chǎn)業(yè)和GD地環(huán)比增長(zhǎng)率，結(jié)果如表2所示.表 21991年一 2010 年 GD 及各產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率（單位：%年份GDP 增長(zhǎng)率 Y第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X19910.166795230.0553536150.1794386710.24602608519920.2360708150.0981618060.2853485970.27535081319930.3123834430.1870185280.4064217540.2734050591994

12、0.3640674460.3746439810.3640944880.3578489919950.2613367830.2677528870.2777432660.23478080319960.1707883790.1548786910.1797628670.16756958719970.1095366210.0304305250.109592070.1569864719980.0687480830.0260173680.0389203380.13310726919990.062495645-0.0032121910.0520301310.10768250820000.1063538450.0

13、118276030.1102096430.14289974420010.1052327090.0559760510.0868474760.14588168220020.09737360.047889090.0885533010.12482169220030.1287273710.0510781480.1584423810.12236337820040.177109440.2319105730.1836752020.15278360620050.1567385940.0470421760.1852909780.1604366720060.1696628160.0722569130.1840382

14、380.18200383620070.2288146330.1908069880.213189420.25743352420080.1814643750.177280190.1841511740.17950389720090.0855207960.0452198680.0579542250.12713595320100.1674387430.1496337930.1829624740.155144977五、回歸分析根據(jù)表 2 中地?cái)?shù)據(jù),采用 EViews 軟件進(jìn)行以下回歸分析（一）變量間相關(guān)系數(shù)分析YX1X2X3Y1.0000000.8628730.9720870.920143X10.8628

15、731.0000000.7608450.715224X20.9720870.7608451.0000000.866012X30.9201430.7152240.8660121.000000從上表看出，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率丫與第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X、第二 產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X、第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率X都呈高度正相關(guān).這表明利用線性 模型解釋它們之間地關(guān)系是比較適合地.（二）繪制散點(diǎn)圖根據(jù)操作原理中地方法，可以繪制出被解釋變量丫與解釋變量X、X、X地散點(diǎn)圖，如圖所示：從圖中看出，大多數(shù)散點(diǎn)都分布在一條直線附近，可認(rèn)為Y和X、X、X呈高度線性關(guān)系.（三）建立回歸方程對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)做回歸，結(jié)果如下：Depe ndent Vari

16、able: YMethod: Least SquaresDate: 11/15/11 Time: 22:48Sample: 1 20In cluded observatio ns: 20Coefficie ntStd. Error t-StatisticProb.X10.2080150.01781811.674370.0000X20.4504140.02514917.909990.0000X30.3078030.0347128.8673150.0000C0.0077420.0037492.0649850.0555R-squared0.996793Mean depe ndent var0.167

17、833Adjusted R-squared0.996192S.D. depe ndent var0.080200S.E. ofAkaike inforegressi on0.004949 criterio n-7.602347Sum squared resid0.000392Schwarz criteri on-7.403201Hannan-Qu innLog likelihood80.02347 criter.-7.563472F-statistic1657.778Durb in-Wats on stat1.344223Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)回歸結(jié)果可得到下面

18、地估計(jì)方程:(2.064985) (11.67437) (17.90999) (8.867315)根據(jù)=0.996793可以表明模型地?cái)M合效果非常好，F(xiàn)檢驗(yàn)地相伴 概率為0.000000，反映變量間呈高度線性，方程回歸效果顯著.(四)參數(shù)地置信區(qū)間估計(jì)根據(jù)變量顯著性檢驗(yàn)可以推出：在地置信度下地置信區(qū)間是 ()，其中，為t分布表中顯著性水平為，自由度為n-k-1地臨界值.如果給定，查表得，從回歸分析中得到因 此 可 以 計(jì) 算 得 出,和 地 置信 區(qū) 間 分 別 為 (0.170241，0.245789)，(0.397098,0.503730)和(0.234214,0.381392).顯 然，

19、參數(shù)地置信區(qū)間最小，這意味著在同樣地置信區(qū)間下，地結(jié)果精 度更高一些.六、檢驗(yàn)(一)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)(2.064985) (11.67437) (17.90999) (8.867315)根據(jù)公式可知，、地符號(hào)為正，即與GDP成正比關(guān)系，且數(shù)值 在0,1之間，符號(hào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律.1，表明在其他因素保持不變地情況下，第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增長(zhǎng)率增長(zhǎng)0.208015個(gè)百分點(diǎn)；2，表明在其他因素保持不變地情況下，第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增長(zhǎng)率增長(zhǎng)0.450414個(gè)百分點(diǎn)；3，表明在其他因素保持不變地情況下，第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，GDP增長(zhǎng)率增長(zhǎng)0.307803個(gè)百分點(diǎn)

20、；綜合以上分析，該模型設(shè)定符合經(jīng)濟(jì)意義，通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn).（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)由以上回歸結(jié)果，,. 、地值越接近 1，表明回歸直線對(duì)觀測(cè)值地?cái)M合效果 越好；反之，、地值越接近0，表明回歸直線對(duì)觀測(cè)值地?cái)M合效果越差.樣本可決系數(shù)和修正可決系數(shù)都非常接近于1，說明本次回歸模型對(duì)樣本地?cái)M合效果很好.2. F檢驗(yàn)假設(shè)：=0,即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率與GDP地增長(zhǎng) 率不存在顯著性相關(guān).=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率與GDP地增長(zhǎng)率存在顯著性相關(guān).通過樣本求出統(tǒng)計(jì)量地?cái)?shù)值后，通過或，（n為樣本個(gè)數(shù)，k為解釋變量個(gè)數(shù)），來(lái)拒絕或接受原假設(shè).在給定顯著性水平地情況下，查表知,回歸結(jié)果中，

21、顯然有， 表明模型地線性關(guān)系在95%地置信水平下顯著成立，第一、第二、第 三產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率對(duì)GDP地增長(zhǎng)率存在顯著影響.3. t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)針對(duì)解釋變量,設(shè)計(jì)原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：=0,即第一、 第二、 第三產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率與GDP地增長(zhǎng)率不存在顯著 性相關(guān).=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率與GDP地增長(zhǎng)率存在 顯著性相關(guān).給定一個(gè)顯著性水平，得到臨界值，（n為樣本個(gè)數(shù)，k為解釋變量個(gè)數(shù)），通過樣本求出統(tǒng)計(jì)量地?cái)?shù)值后，根據(jù)來(lái)決定拒絕或接受原假設(shè)，從而判定對(duì)應(yīng)地解釋變量是否應(yīng)包含在模型中.查表知，樣本回歸結(jié)果中，地統(tǒng)計(jì)量分別為11.67437、17.90999、8.867315，即.從地統(tǒng)計(jì)量地P值小

22、于0.05，也可以看出，三個(gè)解釋變量都通過了t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn).4.異方差性檢驗(yàn)（1）地散點(diǎn)圖設(shè)計(jì)一個(gè)新地變量，使其，做出地散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：根據(jù)地散點(diǎn)圖可以看到，隨著地變化有所變化，但變化不明顯，不能判定是否存在異方差，需要用懷特檢驗(yàn)進(jìn)行進(jìn)一步地異方差 檢驗(yàn).（2）懷特檢驗(yàn)通過E-views對(duì)樣本做懷特檢驗(yàn)，結(jié)果如下圖：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic2.780644Prob. F(9,10)Prob. Chi-0.0634Obs*R-squared14.28992 Square(9)0.1124Scaled expla inedProb. Chi-

23、SS7.735601 Square(9)0.5610Test Equati on:Depe nde nt Variable: RESIDEMethod: Least SquaresDate: 11/15/11 Time: 22:53Sample: 1 20In eluded observatio ns: 20Coefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C-7.73E-058.04E-05-0.9606790.3594X10.0001070.0003140.3409700.7402X1A20.0061950.0022792.7186910.0216X1*X2-0.

24、0094890.005088-1.8650430.0918X1*X30.0004000.0032370.1236330.9041X20.0006790.0005201.3061260.2208X2A20.0061880.0027882.2197030.0507X2*X3-0.0110050.006096-1.8054290.1012X37.26E-050.0011310.0642030.9501X3A20.0059640.0049781.1980870.2585Mean depe ndentR-squared0.714496 var1.96E-05Adjusted R-S.D. depe nd

25、entsquared0.457543 var2.61E-05S.E. ofAkaike inforegressi on1.93E-05 criteri on-18.57036SchwarzSum squared resid3.71E-09 criteri on-18.07249Hannan-Qu innLog likelihood195.7036 criter.-18.47317Durbi n-Wats onF-statistic2.780644 stat2.243801Prob(F-statistic)0.063427由假設(shè)回歸模型對(duì)樣本進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到，做如下輔助回歸模型在同方差

26、性假設(shè)下，輔助回歸模型地可決系數(shù)與樣本容量n地 乘積，漸近地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個(gè)數(shù)地，則可以對(duì)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行相應(yīng)地分布.從上表可以看到地值為14.28992，小于顯著性水平為5%自由 度為9下分布對(duì)應(yīng)地臨界值16.92，表明在5%地顯著性水平下接受原 假設(shè)，即不存在異方差.5.序列相關(guān)地LM檢驗(yàn)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)設(shè)假設(shè)：直到階滯后不存在序列相關(guān)，p為預(yù)先定義好地整數(shù)；存在p階序列相關(guān).檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量由如下輔助回歸 計(jì)算：（1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可以基于如下回歸得到（2）這是對(duì)原始回歸因子和直到p階地滯后殘差地回歸.F統(tǒng)計(jì)量是 對(duì)方程（2）所有滯后殘差聯(lián)合顯著性地一種檢驗(yàn)；而統(tǒng)計(jì)量是Breush-

27、Godfrey LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，也是觀察值個(gè)數(shù)T乘以回歸方程（2）地.一般情況下，檢驗(yàn)結(jié)果中地統(tǒng)計(jì)量服從漸近分布.在給定顯著性水平5%）下如果F統(tǒng)計(jì)量和統(tǒng)計(jì)量小于設(shè)定顯著 性水平下得臨界值，說明序列在5%地顯著性水平下不存在序列相關(guān)；反之，則說明序列存在序列相關(guān)性.設(shè)定滯后階數(shù)為1,LM檢驗(yàn)結(jié)果如下：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic1.157333Prob. F(1,15)0.2990Obs*R-squared1.432579Prob. Chi-Square(1)0.2313Test Equation:Dependen

28、t Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 11/21/11 Time: 11:38Sample: 1 20Included observations: 20Presample missing value lagged residuals set to zero.CoefficientStd. Errort-StatisticProb.X1-0.0124800.021189-0.5889760.5646X20.0102160.0267670.3816750.7081X30.0022570.0346060.0652210.9489C-0.0008290

29、.003810-0.2174860.8308RESID(-1)0.3240260.3011971.0757940.2990R-squared0.071629Mean dependent var3.25E-19Adjusted R-squared-0.175937S.D. dependent var0.004542S.E. of regression0.004925Akaike info criterion-7.576671Sum squared resid0.000364Schwarz criterion-7.327738Log likelihood80.76671Hannan-Quinn c

30、riter.-7.528077F-statistic0.289333Durbin-Watson stat1.625909Prob(F-statistic)0.880333由上圖知：F=0.289333,.根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量地P值為0.880333, 大于0.05,F檢驗(yàn)接受原假設(shè)，不存在二階序列相關(guān)性；在5%地顯著性水平下，查表知，因?yàn)槎?所以接受原假設(shè)，即不存在二階序列 相關(guān).當(dāng)不斷增大滯后階數(shù)時(shí)，經(jīng)檢驗(yàn)得到地結(jié)論依然是：不存在序 列相關(guān)性.6.多重共線性檢驗(yàn)對(duì)解釋變量和被解釋變量做相關(guān)系數(shù)矩陣，如下 圖：1.0000000.7608450.7152240.8628730.7608451.0000

31、000.8660120.9720870.7152240.8660121.0000000.9201430.8628730.9720870.9201431.000000從上表地相關(guān)系數(shù)矩陣看出，各解釋變量之間地相關(guān)系數(shù)較 咼，可能存在多重共線性.(1)但根據(jù)一元線性回歸，做各個(gè)解釋變量與被解釋變量地線性回歸，整理結(jié)果如下圖：解釋變量地系數(shù)t 統(tǒng)計(jì)量0.6940427.2431850.7445490.78954917.578080.9449521.1109789.9694150.8466640.7303580.9418940.838145由上圖知，地系數(shù)為1.110978，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不符，表明存

32、 在多重共線性.而檢驗(yàn)中知被解釋變量Y與地可決系數(shù)最大，擬合最好.對(duì)和丫進(jìn)行回歸，得：Y = 0.028530 + 0.789549(3)(3.160485) (17.57808)=0.944952 =0.941894 DW=2.133043 F=308.9889(2)逐步回歸.將其余解釋變量逐一代入式(3)，得到如下模型： 加入：丫=0.033699 + 0.236440+0.608660(6.096567) (5.686892) (14.55909) =0.981034 =0.978802 DW=1.958045F=439.6631加入：丫= -0.002619 +0.569253 +0.

33、378145(-0.240205) (8.270477) (3.695801) =0.969477 =0.965886 DW=1.083878F=269.9760加入、：(2.064985) (11.67437) (17.90999) (8.867315)經(jīng)比較，可知加入、后和都有所提高，說明擬合地越來(lái)越好.而在本次研究分析中，由于本組采取三大產(chǎn)業(yè)地環(huán)比增長(zhǎng)率和GDP地環(huán) 比增長(zhǎng)率做分析，共線性地存在得到了大大地降低.最后地回歸方程 是：(2.064985) (11.67437) (17.90999) (8.867315)七、經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)以上面表中地三大產(chǎn)業(yè)地環(huán)比增長(zhǎng)率為基礎(chǔ)，按公式計(jì)算出1991

34、年至2010年三大產(chǎn)業(yè)地平均增長(zhǎng)率，并以此作為2011年地環(huán) 比增長(zhǎng)率.即2011年第一產(chǎn)業(yè)地環(huán)比增長(zhǎng)速度為10.9%、第二產(chǎn)業(yè)地環(huán)比增長(zhǎng)速度為17.3%、第三產(chǎn)業(yè)地環(huán)比增長(zhǎng)速度為17.94%.根據(jù)三大產(chǎn)業(yè)地增長(zhǎng)率地?cái)?shù)據(jù)后，對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率Y做預(yù)測(cè)，得到Y(jié) =16.36%.根據(jù)上述地分析，可知我國(guó)在20年間國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值得到快速增長(zhǎng)，得益于三大產(chǎn)業(yè)地發(fā)展.而第二第三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP地貢獻(xiàn)尤為突出 在預(yù)測(cè)中,2011年我國(guó)地GDP依然會(huì)平穩(wěn)增長(zhǎng).版權(quán)申明本文部分內(nèi)容，包括文字、圖片、以及設(shè)計(jì)等在網(wǎng)上搜集整理。 版權(quán)為張儉個(gè)人所有This article in eludes some parts,