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

1、題目：gdp增長(zhǎng)率與三大產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析gdp增長(zhǎng)率與三大產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析摘要：隨著我國(guó)的三大產(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)的增長(zhǎng)率與gdp增長(zhǎng)率的統(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(guò)第一產(chǎn)業(yè)比重占統(tǒng)治地位達(dá)到一定高峰后，開(kāi)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)展的主要?jiǎng)恿?。第三產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，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)代化程度的重要標(biāo)志。就我國(guó)

2、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的。第一產(chǎn)業(yè)是第二和第三產(chǎn)業(yè)的基礎(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)的發(fā)展又會(huì)反過(guò)來(lái)促進(jìn)第一和第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第二、三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)步對(duì)第一產(chǎn)業(yè)有帶動(dòng)作用。由此可見(jiàn)三大產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中各自發(fā)揮著不同程度的作用。二、問(wèn)題的提出從建國(guó)以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)已經(jīng)發(fā)生了天翻地覆的變化，各大產(chǎn)業(yè)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占的地位和作用也在發(fā)生著相應(yīng)的變化和調(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)的經(jīng)濟(jì)影響作用是否明顯，他們與國(guó)

3、內(nèi)生產(chǎn)總值又有著怎樣的關(guān)系，對(duì)整個(gè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值又有多大的影響，對(duì)于三大產(chǎn)業(yè)，在新的條件下哪一產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響更明顯，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及改革開(kāi)放的不斷深入，研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)因素，成為決策部門的一個(gè)重要課題?？傮w來(lái)說(shuō)，2o世紀(jì)9o年代后期以來(lái)，隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度的加大，歷史上累積下來(lái)的產(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)的綜合生產(chǎn)能力，明顯提高了工業(yè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行質(zhì)量，使第三產(chǎn)業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要推動(dòng)力量，有力地推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的發(fā)展。下面將對(duì)我國(guó)20年來(lái)的三大產(chǎn)業(yè)對(duì)gdp的影響進(jìn)行分析探討。第一產(chǎn)業(yè)增加值占gdp比重從1991年24.5%下

4、降到2010年的10.1%，第二產(chǎn)業(yè)增加值占gdp比重從1991年的41.8%上升到2010年的46.8%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占gdp比重從1991年33.7%增加到2010年43.1%。由此可見(jiàn)，從1991年到2010年，總的來(lái)說(shuō)，三大產(chǎn)業(yè)各自的增加值都有顯著變化，第一產(chǎn)業(yè)所占比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)上升的幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒(méi)有第三產(chǎn)業(yè)上升的幅度大，因此可以看出，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶給整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的“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)均保持較快的發(fā)展態(tài)勢(shì)。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)

5、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)所占的比重從2005年的12.1%下降到2010年的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(kāi)始，三大產(chǎn)業(yè)無(wú)論是其自身的年均增長(zhǎng)值還是三者在gdp中所占比重都有更為明顯的變化。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)的比重由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

6、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)的增加推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而又影響到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由此可見(jiàn)，三大產(chǎn)業(yè)在不同領(lǐng)域?qū)dp有著不同程度的影響。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的探索。三、模型的設(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)有著密切的關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也會(huì)影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。近年來(lái)，我國(guó)學(xué)者對(duì)我國(guó)部分省份乃至全國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(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)起到了一定的

7、作用，對(duì)哪個(gè)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著看法不一，有的認(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(guò)來(lái)又推動(dòng)第一、三產(chǎn)業(yè)的發(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)的作用最小。根據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，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)率的加權(quán)和，建立以下模型，其表達(dá)式為： 其中：y表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）的年增長(zhǎng)率，x、x、x分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)的年增長(zhǎng)率，表示在其他因素不變的情況下，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)中的權(quán)數(shù)；*x（n=1，2，3）則表示各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)；表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表其他影響gdp的因素。四、

8、數(shù)據(jù)的收集整理 表1 19902010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)199018667.850627717.45888.4199121781.55342.29102.27337.1199226923.476455866.611699.59357.376451199335333.924726963.76289516454.4313111915.73051199448197.856459572.6947522445.3990616179.76264199560793.7292112135.811428679.457519978.4603199671176.5

9、916514015.3899933834.9590123326.24265199778973.03514441.8856737543.002226988.14714199884402.2797714817.6255239004.1885430580.46571199989677.0547114770.0284741033.5815933873.44694200099214.5543114944.722545555.8779638713.953852001109655.170615781.2690549512.2909744361.610542002120332.689316537.019665

10、3896.7677949898.901822003135822.817381.762436.356004.72004159878.321412.773904.364561.32005184937.42242087598.174919.32006216314.424040103719.588554.92007265810.328627125831.4111351.92008314045.433702149003.41313402009340902.812635226157638.7766148038.0362010397983.150940497186480.7572171005.3937數(shù)據(jù)來(lái)

11、源：中經(jīng)網(wǎng)；根據(jù)表1，計(jì)算三大產(chǎn)業(yè)和gdp的環(huán)比增長(zhǎng)率，結(jié)果如表2所示。表2 1991年2010年gdp及各產(chǎn)業(yè)的增長(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x19910.166795230.0553536150.1794386710.24602608519920.2360708150.0981618060.2853485970.27535081319930.3123834430.1870185280.4064217540.27340505919940.3640674460.3746439810.3640944880.3578489919950.2613

12、367830.2677528870.2777432660.23478080319960.1707883790.1548786910.1797628670.16756958719970.1095366210.0304305250.109592070.1569864719980.0687480830.0260173680.0389203380.13310726919990.062495645-0.0032121910.0520301310.10768250820000.1063538450.0118276030.1102096430.14289974420010.1052327090.055976

13、0510.0868474760.14588168220020.09737360.047889090.0885533010.12482169220030.1287273710.0510781480.1584423810.12236337820040.177109440.2319105730.1836752020.15278360620050.1567385940.0470421760.1852909780.1604366720060.1696628160.0722569130.1840382380.18200383620070.2288146330.1908069880.213189420.25

14、743352420080.1814643750.177280190.1841511740.17950389720090.0855207960.0452198680.0579542250.12713595320100.1674387430.1496337930.1829624740.155144977五、回歸分析根據(jù)表2中的數(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yx1x2x3y1.0000000.8628730.9720870.920143x10.8628731.0000000.7608450.715224x20.9720870.7608451.0000000.86

15、6012x30.9201430.7152240.8660121.000000從上表看出，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率y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的關(guān)系是比較適合的。（二）繪制散點(diǎn)圖根據(jù)操作原理中的方法，可以繪制出被解釋變量y與解釋變量x、x、x的散點(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：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 11/15/11 time: 22:48samp

16、le: 1 20included observations: 20coefficientstd. errort-statisticprob.x10.2080150.01781811.674370.0000x20.4504140.02514917.909990.0000x30.3078030.0347128.8673150.0000c0.0077420.0037492.0649850.0555r-squared0.996793mean dependent var0.167833adjusted r-squared0.996192s.d. dependent var0.080200s.e. of

17、regression0.004949akaike info criterion-7.602347sum squared resid0.000392schwarz criterion-7.403201log likelihood80.02347hannan-quinn criter.-7.563472f-statistic1657.778durbin-watson stat1.344223prob(f-statistic)0.000000根據(jù)回歸結(jié)果可得到下面的估計(jì)方程：(2.064985) (11.67437) (17.90999) (8.867315) 根據(jù) =0.996793可以表明模型的

18、擬合效果非常好，f檢驗(yàn)的相伴概率為0.000000，反映變量間呈高度線性，方程回歸效果顯著。（四）參數(shù)的置信區(qū)間估計(jì)根據(jù)變量顯著性檢驗(yàn)可以推出：在的置信度下的置信區(qū)間是（），其中，為t分布表中顯著性水平為，自由度為n-k-1的臨界值。如果給定，查表得，從回歸分析中得到 因此可以計(jì)算得出,和的置信區(qū)間分別為（0.170241，0.245789），（0.397098,0.503730）和（0.234214,0.381392）。顯然，參數(shù)的置信區(qū)間最小，這意味著在同樣的置信區(qū)間下，的結(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) (8.8

19、67315) 根據(jù)公式可知，、的符號(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的情況下，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的情況下，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的情況下，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)；綜合以上分析，該模型設(shè)定符合經(jīng)濟(jì)意義，通過(guò)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，,。、的值越接近1，表明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合效果越好；反之，

20、、的值越接近0，表明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合效果越差。樣本可決系數(shù)和修正可決系數(shù)都非常接近于1，說(shuō)明本次回歸模型對(duì)樣本的擬合效果很好。2. f檢驗(yàn)假設(shè)：=0，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率與gdp的增長(zhǎng)率不存在顯著性相關(guān)。=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率與gdp的增長(zhǎng)率存在顯著性相關(guān)。 通過(guò)樣本求出統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值后，通過(guò)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)。在給定顯著性水平的情況下，查表知,回歸結(jié)果中，顯然有，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率對(duì)gdp的增長(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：=

21、0，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率與gdp的增長(zhǎng)率不存在顯著性相關(guān)。=，即第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率與gdp的增長(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(guò)樣本求出統(tǒng)計(jì)量的數(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)的解釋變量是否應(yīng)包含在模型中。查表知，樣本回歸結(jié)果中，的統(tǒng)計(jì)量分別為11.67437、17.90999、8.867315，即。從的統(tǒng)計(jì)量的p值小于0.05，也可以看出，三個(gè)解釋變量都通過(guò)了t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。4. 異方差性檢驗(yàn)（1）的散點(diǎn)圖設(shè)計(jì)一個(gè)新的變量,使其，做出的散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：根據(jù)的散點(diǎn)圖可以看到，隨著的變化有所變化，但變化不

22、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)一步的異方差檢驗(yàn)。（2）懷特檢驗(yàn)通過(guò)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)0.0634obs*r-squared14.28992prob. chi-square(9)0.1124scaled explained ss7.735601prob. chi-square(9)0.5610test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 11

23、/15/11 time: 22:53sample: 1 20included observations: 20coefficientstd. errort-statisticprob.c-7.73e-058.04e-05-0.9606790.3594x10.0001070.0003140.3409700.7402x120.0061950.0022792.7186910.0216x1*x2-0.0094890.005088-1.8650430.0918x1*x30.0004000.0032370.1236330.9041x20.0006790.0005201.3061260.2208x220.0

24、061880.0027882.2197030.0507x2*x3-0.0110050.006096-1.8054290.1012x37.26e-050.0011310.0642030.9501x320.0059640.0049781.1980870.2585r-squared0.714496mean dependent var1.96e-05adjusted r-squared0.457543s.d. dependent var2.61e-05s.e. of regression1.93e-05akaike info criterion-18.57036sum squared resid3.7

25、1e-09schwarz criterion-18.07249log likelihood195.7036hannan-quinn criter.-18.47317f-statistic2.780644durbin-watson 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 在同方差性假設(shè)下，輔助回歸模型的可決系數(shù)與樣本容量n的乘積，漸近地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個(gè)數(shù)的,則可以對(duì)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行相應(yīng)的分布。從上表可以看到的值為14.28992，小于顯著性水平為5%、自由度為9下分布對(duì)應(yīng)的臨界值

26、16.92，表明在5%的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)的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)先定義好的整數(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階的滯后殘差的回歸。f統(tǒng)計(jì)量是對(duì)方程（2）所有滯后殘差聯(lián)合顯著性的一種檢驗(yàn)；而統(tǒng)計(jì)量是breush-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）的。一般情況下，檢驗(yàn)結(jié)果中的統(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(shuō)明序列在5%的顯著性水平下不

27、存在序列相關(guān)；反之，則說(shuō)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:dependent variable: residmethod: least squaresdate: 11/21/11 time: 11:38sample: 1 20included observations: 20presample

28、 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-0.0008290.003810-0.2174860.8308resid(-1)0.3240260.3011971.0757940.2990r-squared0.071629mean dependent var3.25e-19adjust

29、ed 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 criter.-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)量的p

30、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%的顯著性水平下，查表知，因?yàn)?,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)得到的結(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：1.0000000.7608450.7152240.8628730.7608451.0000000.8660120.9720870.7152240.8660121.0000000.9201430.8628730.9720870.9201431.000000從上表的相關(guān)系數(shù)矩陣看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，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的線性回歸，