經(jīng)濟(jì)增長因素分析

1、PAGE PAGE 18皚應(yīng)用回歸課程論扳文白論文題目白：拌影響經(jīng)濟(jì)增長因跋素的分析盎 叭 敖學(xué)生姓名稗：搬 霸 伴學(xué) 號凹：扒 爸專 業(yè)芭：霸 捌 捌 班班 級絆：版 暗指導(dǎo)教師壩：背 矮 板完成日期百： 案2010笆年 7月 1日熬我國經(jīng)濟(jì)增長因奧素分析內(nèi)容摘要案本文引入資本形板成總額、最終消搬費和凈出口三個絆解釋變量, 以熬支出法GDP核搬算理論為基礎(chǔ),哎運用應(yīng)用回歸所愛學(xué)的方法,分析阿國內(nèi)生產(chǎn)總值這柏一被解釋變量與百之的關(guān)系.從中岸國的實際情況出熬發(fā),在利用20班07年度截面數(shù)岸據(jù)分析的基礎(chǔ)上哀,又引入199襖9年各地的截面翱數(shù)據(jù)進(jìn)行對比分巴析,進(jìn)而分析各熬因素對國內(nèi)生產(chǎn)俺總值的不同程

2、度拔的影響及其原因澳,最后提出我們敖的一些觀點。 絆關(guān)鍵詞懊：挨SNA 國伴內(nèi)生產(chǎn)總值 澳 經(jīng)濟(jì)增長目錄一 序言4辦二 模型設(shè)定半埃4拌（一）變量的選藹取背敖4癌（二）數(shù)據(jù)收集俺凹4岸三 估計參數(shù)唉皚5背四 模型檢驗柏斑5疤 （一）經(jīng)濟(jì)伴意義檢驗百敗5挨 （二）統(tǒng)計霸推斷檢驗矮吧5拔 （三）回歸八檢驗傲挨5芭五 模型應(yīng)用斑胺6奧六 政策性建議半吧6胺（一）努力擴(kuò)大阿消費，增加經(jīng)濟(jì)般的穩(wěn)定性昂哎7辦（二）穩(wěn)步增加瓣投資，提高企業(yè)爸的創(chuàng)新能力斑跋8鞍（三）積極發(fā)展白對外貿(mào)易，強(qiáng)化案經(jīng)濟(jì)增長的愛“埃發(fā)動機(jī)白”案擺8參考文獻(xiàn)10附錄11一 序言懊 佰發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論艾認(rèn)為,一國的經(jīng)熬濟(jì)增長是指一個佰國家

3、的產(chǎn)品和勞頒務(wù)數(shù)量的增加,藹或按人口平均的拔實際產(chǎn)出的增加壩,通常以國內(nèi)生澳產(chǎn)總值（GDP唉）或它的人均數(shù)盎值來衡量。隨著跋中國經(jīng)濟(jì)的迅速拔發(fā)展和實力的不骯斷增強(qiáng),國內(nèi)外拌經(jīng)濟(jì)學(xué)家越來越案關(guān)心反映中國經(jīng)拌濟(jì)發(fā)展的國民經(jīng)芭濟(jì)核算,特別是扮國內(nèi)生產(chǎn)總值核藹算.柏國民經(jīng)濟(jì)是一個半極其復(fù)雜的運行埃系統(tǒng),各經(jīng)濟(jì)變艾量之間存在著錯絆綜復(fù)雜的聯(lián)系.哎國民經(jīng)濟(jì)核算是翱對國民經(jīng)濟(jì)運行暗過程和結(jié)果的核皚算,是從定量角邦度描述經(jīng)濟(jì)活動傲和經(jīng)濟(jì)循環(huán)的有叭力工具,是整個擺經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計的核心敗。目前,世界通昂常采用的國民經(jīng)白濟(jì)核算體系是聯(lián)氨合國在1993扳年新修訂的國民敗經(jīng)濟(jì)賬戶體系（盎SNA）。斑長期以來，投資拜需求、消費

4、需求辦、出口需求不同艾程度地刺激了國斑民經(jīng)濟(jì)的增長，胺通常被稱為拉動般經(jīng)濟(jì)增長的愛“艾三駕馬車骯”捌，所以研究三者把與國民經(jīng)濟(jì)增長芭之間的關(guān)系具有啊十分重要的經(jīng)濟(jì)柏意義。辦支出法GDP是瓣指,一個國家或矮地區(qū)所有常住單笆位在一定時期內(nèi)八用于最終消費、伴資本形成總額,般以及貨物和服務(wù)礙的凈出口總額,敖它反映本期生產(chǎn)奧的國內(nèi)生產(chǎn)總值懊的使用及構(gòu)成。凹最終消費分為居瓣民消費和政府消跋費.其中,居民扒消費是指常住住艾戶墩貨物和服務(wù)般的全部最終消費把支出.政府消費安是指,政府部門版為全社會提供公跋共服務(wù)的消費支隘出或免費或以較熬低價格向住戶提擺供的貨物和服務(wù)安的凈支出.資本胺形成總額是指常昂住單位在一定

5、時擺期內(nèi)獲得的減去埃處置的固定資產(chǎn)氨家存貨的變動,凹包括固定資本形跋成總額或存貨增版加.固定資本形哎成總額是指常住鞍單位購置、轉(zhuǎn)入翱和資產(chǎn)自用的固凹定資產(chǎn),扣除固哀定資產(chǎn)的銷售和伴轉(zhuǎn)出后的價值,哀包括有形固定資頒產(chǎn)形成總額和無疤形固定資產(chǎn)形成拔總額.貨物和服靶務(wù)凈出口是指貨柏物和服務(wù)出口間耙貨物和服務(wù)進(jìn)口矮的差額。澳眾所周知,GD靶P核算存在不可柏避免的缺陷,但佰是不可否認(rèn)的是傲,這是現(xiàn)存最合版理的一種核算方版式。改革開放3頒0年來,中國的伴經(jīng)濟(jì)增長引起了礙世界的關(guān)注,在八人們津津樂道矮“靶東方睡獅拌”氨崛起的同時,似按乎我們更應(yīng)該著骯重分析這種現(xiàn)象板背后的原因。由絆于我們分析視角絆的局限性,

6、不可襖能面面俱到。俺在此,我們運用邦計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方襖法,采用199頒9年和2007芭年的中國各地區(qū)挨的截面數(shù)據(jù),試伴圖從支出法國內(nèi)瓣生產(chǎn)總值核算出澳發(fā)對我國經(jīng)濟(jì)增白長的影響因素進(jìn)辦行一些實證分析癌。二 模型設(shè)定（一）變量選取笆Y瓣捌安GDP總額澳X俺1拌 最愛終消費芭X半2哀資藹本形成總額挨X板3隘絆貨物和服務(wù)凈出鞍口瓣胺隨俺機(jī)擾動項哀八i-八待奧估參數(shù)絆 敖(i=1,2,埃3)建立模型為：吧Y熬i 啊=柏版0 百+白跋1 哎X捌1 芭+絆盎2 矮X凹2挨+叭愛3稗 翱X柏3癌 哎+礙挨 吧其中叭板i 0奧 ( i =爸 1 , 2傲 , 3)（二）數(shù)據(jù)收集唉變量采用截面數(shù)胺據(jù)，樣本期為:鞍1

7、999年和2搬007年。具體壩數(shù)據(jù)(現(xiàn)價計算邦)如下：班注：表1，表2奧數(shù)據(jù)分別來自2哀008年和20按00年中國統(tǒng)絆計年鑒皚對數(shù)據(jù)分別作Y柏與X1、Y與X扳2、Y與X3的爸散點圖如下：版從散點圖上看出巴：Y與X1、X辦2、X3均呈正半線性相關(guān)關(guān)系。三 估計參數(shù)頒首先采用200般7年數(shù)據(jù)，進(jìn)行伴如下分析：背假設(shè)模型中隨機(jī)案誤差項U敖i百滿足古典假設(shè)，胺運用OLS方法靶估計模型的參數(shù)白，利用計量經(jīng)濟(jì)艾計算機(jī)軟件Ev盎iews計算可氨得如下結(jié)果（見搬附表3）：回歸方程為：哀Y = - 0傲.056877愛 + 1.00稗0356X1 笆+ 0.999叭513X2 +敖 0.9994八00X3隘（0

8、.4389阿92）（0.0哀00380） 案（0.0004把44）（0.0盎00969）跋t=（-0.1背29562）（頒2635.34百3） （225芭1.705）（傲1031.19罷7）矮R頒2把=1.0000搬00 矮F=79840爸870四 模型檢驗熬（一）經(jīng)濟(jì)意義翱檢驗襖由回歸估計結(jié)果愛可以看出,最終奧消費、資本形成靶總額、凈出口與盎GDP的增長線胺性正相關(guān),這與白現(xiàn)實中GDP隨叭最終消費、資本哎形成總額、凈出熬口的增加而增長辦是相符的。扳（二）統(tǒng)計推斷捌檢驗搬從估計的結(jié)果可昂以看出，可決系扮數(shù)盎R拔2俺=按1.00000熬0柏,阿 F統(tǒng)計量=7挨9840870瓣，拌表明模型在整體白

9、上擬合地比較理俺想。系數(shù)顯著性板檢驗：給定傲案=0.05，明吧顯地，X1、X背2、X3的t的扳P值小于給定的隘顯著性水平，拒阿絕原假設(shè)，接受絆備擇假設(shè)，表明昂最終消費、資本藹形成總額、凈出笆口對國內(nèi)生產(chǎn)總按值有顯著性影響叭。愛X1、X2、X拜3的T值明顯地笆顯著，所以，X芭1、X2、X3疤對Y的影響也是埃顯著的。（三）回歸檢驗案多重共線性檢驗扮:鞍由表3可看出,疤模型整體上線性熬回歸擬合較好,矮R2很大,F隘值,t值均大于敖給定顯著性水平愛下臨界值,則說笆明該模型不存在叭多重共線性.拌2異方差檢驗癌:采用WHIT奧E檢驗（見表4胺）襖由檢驗結(jié)果可得盎F=白0.80769霸6 Obs*稗R-sq

10、uar挨ed= 7.9懊71458 班查分布表得熬白2唉0.05背（3）=7.8八1473 O胺bs*R-sq啊uared= 藹7.97145藹8,則接受H1澳，表明隨機(jī)誤差敖按t笆存在異方差。板用WLS估計法按對異方差進(jìn)行修笆正，取權(quán)數(shù)w=罷1/e2 板由EVIEWS襖操作得：（見附傲錄表5）翱所以，修正后的白模型為：癌Y =-0.0骯03872 +叭 1.0000拌14X1+0.安999982X捌2+0.999哎973X3辦（0.0042啊04）（2.0扮7E-05）（哎2.85E-0壩5）（3.65哀E-05）叭T =（-0.瓣921002）盎（48206.班21） （35爸032.30

11、）癌（27405.八22）藹R吧2拜=1.0000佰00 耙F=4.11E奧+12扒3自相關(guān)檢驗般：百根據(jù)附表5估計邦的結(jié)果，DW=敗2.21395板7澳，在給定顯著性翱水平為0.05澳，n=31, 壩k=3時，查D啊urbin-W柏aston表得半下限臨界值dL矮=1.229，案上限臨界值du捌=1.650,捌可見DW統(tǒng)計量靶du=1.65半0礙2.21395跋7矮4-du=2板.350,由此靶可判斷模型不存斑在自相關(guān)。絆通過以上對20鞍02年數(shù)據(jù)的分瓣析，我們得出如伴下方程：把Y =-0.0芭03872 +翱 1.0000翱1X1 + 0澳.99998X佰2 + 0.9奧9997X3班（0

12、.0042奧04）（2.0敗7E-05）（隘2.85E-0挨5） （3.6案5E-05）耙t=（-0.9百21002） 巴 （482班06.21） 埃 （3盎5032.30氨） （叭27405.2跋2）擺R邦2爸=1.0000矮00 F昂=4.11E+皚12襖接著我們引入1氨999年的數(shù)據(jù)半,運用相同的方版法進(jìn)行分析班,最終模型為：罷Y = 0.0拌10588 +皚 0.9999阿09X1+1.板000092X笆2+0.999鞍903X3絆（0.0524柏50）（7.2澳5E-05） 絆（4.22E-傲05）（0.0昂00239）壩T = (0.藹201872)版 (137翱85.01) 稗

13、( 236按98.92) 岸 ( 418霸5.566)按R2=1.0矮00000 壩 斑 F=6.按88E+08五 模型應(yīng)用按從1993年開礙始中國取消使用扒MPS體系核算版GDP，而代之扒以單一的SNA百體系。哎從兩個模型的對叭比分析來看，各埃變量前的系數(shù)相捌差很小，這表明柏最終消費、資本埃形成總額、貨物愛和服務(wù)的凈出口把對GDP的影響霸是趨于穩(wěn)定的，霸從而保證了模型骯在很大程度上存俺在穩(wěn)定性。同時矮，我們可以很明矮顯地看出俺“鞍三駕馬車壩”唉對GDP存在不把相上下的影響，阿其系數(shù)都非常接八近1。伴上世紀(jì)90年代懊末，中國部分地愛區(qū)出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)過鞍熱現(xiàn)象，特別是般在房地產(chǎn)領(lǐng)域的版投資大大增加，

14、俺故1999年的擺資本形成總額對半GDP的貢獻(xiàn)相拜比其他兩因素要哀稍大。邦而在2007年矮的模型中，最終半消費對GDP的襖影響相對較大，邦原因可能是自2敗003年以來連艾續(xù)幾年國家宏觀跋調(diào)控政策中一直把強(qiáng)調(diào)擴(kuò)大內(nèi)需，鞍鼓勵消費，而且埃人們的消費習(xí)慣半、消費觀念都發(fā)礙生了變化，引起氨邊際消費傾向的搬提高。頒另外,07年凈熬出口對GDP的爸影響也相對有所柏提升.原因主要埃有三個方面:首礙先,入世效應(yīng)得芭到極大釋放：入挨世后政府明顯放翱寬民營企業(yè)的出吧口經(jīng)營權(quán)，使得拜民營企業(yè)出口量熬呈現(xiàn)迅猛增長的按良好形式；二是跋入世使國外特別背是發(fā)達(dá)國家對我敖國出口的限制明皚顯減少，刺激了骯我國具有明顯比凹較優(yōu)勢

15、的產(chǎn)品如澳家電，紡織品的板出口；三是跨國叭公司加快將制造背業(yè)基地向我國轉(zhuǎn)俺移，導(dǎo)致外商投芭資企業(yè)出口增長澳加快。其次,2般007年初國家翱明顯加大了推行斑出口貨物免、抵絆、退稅范圍，加瓣上一些地區(qū)紛紛翱采取措施刺激出骯口增加，極大得傲調(diào)動了企業(yè)的出盎口積極性。另外罷,美元的階段性暗貶值對我國擴(kuò)大澳出口也產(chǎn)生了積隘極影響。人民幣霸與美元掛溝,美芭元對歐元、日元襖等主要世界貨幣斑的貶值，意味著白人民幣對其貶值哀，從而在一定程吧度上刺激出口。板本文引入199案9年的數(shù)據(jù)做對阿比，希望能從中八發(fā)現(xiàn)問題，得出胺一些有意義的結(jié)白論，進(jìn)而提出政頒策建議。但遺憾哎的是，當(dāng)我們把八兩年的最終模型案確定下來時，卻

16、巴發(fā)現(xiàn)二者差距甚把小，這充分說明阿：我國在引進(jìn)S搬NA體系初期，敗就已經(jīng)實現(xiàn)了核胺算體系的成功轉(zhuǎn)鞍變。敗由于經(jīng)濟(jì)理論知拔識的欠缺，因此奧不能作出深層次耙的的經(jīng)濟(jì)分析。半本論文的著重點愛并非在結(jié)論，而敗在于利用計量經(jīng)罷濟(jì)學(xué)這種定量的扮分析方法，解決敖現(xiàn)實中的問題。六 政策性建議柏經(jīng)濟(jì)的周期性波斑動是經(jīng)濟(jì)運行過凹程中本質(zhì)的、內(nèi)礙在的、固有的規(guī)板律，它是經(jīng)濟(jì)自澳身運行與政府調(diào)叭控相互作用的結(jié)皚果和反應(yīng)，因此搬，在經(jīng)濟(jì)生活中拌，我們不僅要善骯于把握它，而且柏更重要的是我們案要善于利用它。懊努力擴(kuò)大消敗費，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)的哀穩(wěn)定性。在經(jīng)濟(jì)扒運行的“三架馬靶車”中，消費需愛求的增長最穩(wěn)定罷，最持久。從穩(wěn)壩定經(jīng)濟(jì)

17、增長的角耙度思考，應(yīng)該逐疤步擴(kuò)大消費需求敗。要凈化消費環(huán)奧境，提高城鄉(xiāng)居白民收入，積極擴(kuò)伴大政府消費。笆實證分析的結(jié)論伴是消費、投資和敗凈出口襖岸這扳“捌三駕馬車按”扒對我國GDP確靶實產(chǎn)生了顯著的擺影響，其中，最耙終消費對經(jīng)濟(jì)增芭長的拉動作用最澳大，投資次之，俺凈出口的作用相艾對較小。尤其在岸2008年以來翱金融危機(jī)全球蔓柏延的情況下，外頒部需求急劇萎縮板，出口企業(yè)訂單霸減少，產(chǎn)量下降唉，經(jīng)營陷入窘境骯銳減，投資信心骯不足，投資和凈藹出口的拉動力度把正在減緩，由此壩所帶來的經(jīng)濟(jì)增頒長后勁相對減弱懊。因此，我國要襖審時度勢協(xié)調(diào)好矮“凹三駕馬車?！卑０婆U(kuò)大消費，扳增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定壩性藹在經(jīng)濟(jì)

18、運行的“艾三架馬車”中，疤消費需求的增長拌最穩(wěn)定，最持久頒。從穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增斑長的角度思考，礙應(yīng)該逐步擴(kuò)大消把費需求。要凈化辦消費環(huán)境，提高斑城鄉(xiāng)居民收入，襖積極擴(kuò)大政府消百費。巴消費是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)罷增長的最終動力芭，也是發(fā)展生產(chǎn)壩的最終目的，消唉費水平的提高是拜人民生活水平得礙到改善的重要標(biāo)跋志。要加強(qiáng)消費耙對經(jīng)濟(jì)增長的拉澳動作用，就要抓佰住消費升級的機(jī)靶會，要加快結(jié)構(gòu)啊升級與優(yōu)化資源拔配置，減輕工業(yè)白化對資源和生態(tài)斑環(huán)境造成的壓力扮，走出一條可持壩續(xù)發(fā)展的新型工哀業(yè)化之路。俺（二）穩(wěn)步增加埃投資，提高企業(yè)俺的創(chuàng)新能力伴要堅持有效的投礙資，不要簡單的按求規(guī)模。對行業(yè)白進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)要嚴(yán)加懊控制，不能讓高跋

19、能耗、高污染的敖項目卷土重來，藹導(dǎo)致新的產(chǎn)能過岸剩。創(chuàng)造良好投背資環(huán)境，多渠道伴吸引資金，并注半重招商引資的質(zhì)胺量；采取各種措皚施拓展民間資本爸進(jìn)入領(lǐng)域，激活拌民間投資，促進(jìn)阿經(jīng)濟(jì)快速增長；翱引導(dǎo)企業(yè)加大研懊究開發(fā)力度，提芭升企業(yè)創(chuàng)新能力瓣，增強(qiáng)產(chǎn)品的國巴際競爭力。在保襖持高投資效率的盎同時，既要保證靶經(jīng)濟(jì)增長，又要挨提高經(jīng)濟(jì)增長的皚質(zhì)量，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)擺增長的方式。與拌此同時，還應(yīng)該耙把此次的金融危胺機(jī)，作為加快產(chǎn)爸業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級胺的一個機(jī)遇，實唉現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的癌必經(jīng)之路。在當(dāng)哀前宏觀調(diào)控背景板下，駕馭好投資芭這駕癌“昂馬車叭”罷當(dāng)務(wù)之急是提高扮效率，使有效的把資金投入發(fā)揮出埃最大的經(jīng)濟(jì)增長頒動能

20、。比如改善藹創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新環(huán)境，耙培育文化創(chuàng)意、版總部經(jīng)濟(jì)等新產(chǎn)拜業(yè)門類及新型經(jīng)懊濟(jì)業(yè)態(tài)；創(chuàng)新金按融工具，保障成壩長型產(chǎn)業(yè)企業(yè)的案資金需求。頒（三）積極發(fā)展搬對外貿(mào)易，強(qiáng)化絆經(jīng)濟(jì)增長的絆“啊發(fā)動機(jī)愛”爸從出口需求看，鞍要增強(qiáng)外需對經(jīng)巴濟(jì)增長的拉動作吧用，克服世界金挨融危機(jī)、貿(mào)易摩氨擦加劇及世界經(jīng)奧濟(jì)增長減緩對出芭口市場的影響，澳調(diào)整和優(yōu)化出口拜商品結(jié)構(gòu)，提高壩出口商品的競爭按力。推動外貿(mào)增哀長方式轉(zhuǎn)型升級拌，由原先的粗放靶型、低成本擴(kuò)張吧為主向品牌型、熬高效益增長為主稗轉(zhuǎn)變。繼續(xù)實施凹多元化市場戰(zhàn)略胺，努力擴(kuò)大市場敗份額。要以長遠(yuǎn)凹目光和開闊視野斑，在全球生產(chǎn)體阿系中重新確立自襖身的科學(xué)定位。絆鼓勵

21、企業(yè)創(chuàng)新，懊加大政府政策扶百持力度，提高出扮口盈利水平。積埃極培育出口骨干佰企業(yè)和企業(yè)集團(tuán)昂，繼續(xù)調(diào)整出口氨結(jié)構(gòu)，不斷提高柏出口商品的技術(shù)暗含量和附加值水哀平，大力實施名八牌戰(zhàn)略，走精品礙之路。芭綜上所述，白“氨三駕馬車罷”熬消費、投資、凈拌出口貿(mào)易是我國敗經(jīng)濟(jì)增長的源動岸力。因此，暗“百三駕馬車白”昂每個要素的作用翱都不可忽視，同半時還要注意三者稗之間的相互作用安。參考文獻(xiàn)凹1埃.朱保華.新經(jīng)奧濟(jì)增長理論.暗M佰上海：上海財經(jīng)傲大學(xué)出版社，暗1999 搬2.靶康贊亮，張必松骯.擺FDI八國際貿(mào)易及我國擺經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整辦分析與敗VECM佰模型.暗J斑國際貿(mào)易問題，翱2006佰，叭(2)搬壩 扮

22、3.搬劉金全，于惠春挨.我國固定資產(chǎn)襖投資和經(jīng)濟(jì)增長襖之間影響關(guān)系的吧實證分析八.J爸統(tǒng)計研究，跋2002，(1芭)版 瓣4.安劉學(xué)武.投資、案消費、國際貿(mào)易奧與中國經(jīng)濟(jì)增長跋絆1989-白絆1999把敖年經(jīng)驗分析.捌J阿世界經(jīng)濟(jì)斑2002,(9哀)斑5.龐皓 懊計量經(jīng)濟(jì)學(xué)板 科學(xué)出版社哎6.朱鈺，愛楊殿學(xué)統(tǒng)計學(xué)罷 西北工業(yè)大邦學(xué)出版社附錄圖1 氨表1 20佰07年數(shù)據(jù)（單白位：億元）捌地區(qū)辦GDP跋最終消費斑資本形成總額巴貨物和服務(wù)凈出愛口捌北京絆3212.71礙1699.81瓣2010.02頒497.12敖天津半2051.16柏990.21艾1055.17邦5.78骯河北疤6122.53芭

23、2819.62把2660.93芭641.98耙山西案2042.14跋1184.01班919.23跋-61.11巴內(nèi)蒙古柏1763.37岸1092.48背847.89昂-177艾遼寧靶5458.22斑3031.47凹1835.54骯591.21搬吉林半2317.68皚1444.68頒898.45巴-25.45熬黑龍江百3828.93吧2287.75半1322.37耙218.81擺上海捌5408.76拌2455.67柏2409.39奧543.7霸江蘇癌10532.8藹1盎4801.91般4808.67霸922.23啊浙江背7790拔3741.66啊3467.46稗586.88柏安徽礙3569.09

24、靶2262.95柏1310.3拜-4.76艾福建凹4620.47扳2434.05礙2119.58熬66.84芭江西把2460.49挨1459.65哀999.28拌1.56稗山東愛10552.0壩6板5021.15哀4940.67斑590.24巴河南巴6168.73爸3441.71埃2546.46扒180.56澳湖北叭4860.92霸2669.7搬1994.77辦196.45笆湖南頒4340.94斑2762.95爸1572.89疤5.1拌廣東板11769.7俺2跋6701.15藹4156.67哀911.9疤廣西哎2455.36鞍1698.54叭877.93唉-121.11按海南半603.88板3

25、31.22敖275.99搬-3.33柏重慶伴2020.38邦1228.89矮990.05靶-198.56瓣四川爸4875.12岸2894.1白1976.68頒4.34愛貴州盎1185.06傲890.31瓣649.33拜-354.59按云南傲2232.32凹1526.25板887.49傲-181.42骯西藏胺174.72絆99.95柏72.19阿2.58叭陜西捌2035.96笆1109.11奧1107.7鞍-180.85疤甘肅斑1165.94芭679.32艾538.62搬-52瓣青海班337.76疤221.55辦245.84邦-129.58巴寧夏靶329.28扮249.26岸245.22拌-16

26、5.2氨新疆霸1598.28暗948.92佰864.27搬-214.91班表2 19百99年數(shù)據(jù)(單跋位:億元)般地區(qū)跋GDP背最終消費半資本形成總額奧貨物和服務(wù)凈出叭口辦北京胺1318.6藹396.29皚902.63澳19.68礙天津般725.14扒323.76案430.9翱-29.52版河北岸2147.49藹1019.29扳884.46澳243.74板山西襖857.63扮494.91頒385.71百-22.99翱內(nèi)蒙古柏681.92班406.88班331.11頒-56.07安遼寧稗2461.78把1239.61敖1024.66絆197.57斑吉林吧944.44壩577.59襖389.93絆

27、-23.08笆黑龍江懊1617.83頒1019.21八566.21襖32.41敗上海傲1971.92絆873.89笆1151.61昂-53.58翱江蘇艾4000.9拌1721.45熬2018.95邦260.5鞍浙江癌2666.86皚1173.68斑1185.74挨307.44暗安徽捌1488.47骯882.64俺598.87安6.96熬福建俺1685.34矮936.2盎756.34靶-7.2熬江西耙944.75百597.09頒368.62伴-20.94懊山東八3810.03敖1889.34澳1784.62辦136.07絆河南擺2224.43胺1198.86捌883.44捌142.13哀湖北版1

28、895.71按1058.13熬746.91拜90.67爸湖南傲1694.42頒1113.62敖581.52百-0.72挨廣東藹4329.65把2182.43骯1981.07埃76.15笆廣西胺1241.83耙817.21伴477.82辦-53.2拜海南奧330.95挨156.47澳224.17疤-49.69罷四川敗2776.54壩1699.41扳1064.07唉13.06笆貴州鞍517.96扳388.91拜154.55艾-25.5叭云南邦973.97敗570.45拔433.59伴-30.07辦西藏拜46.76敖32.74艾23.07板-9.05骯陜西伴816.58哎570.34奧398.55懊

29、-152.31白甘肅皚451.66敖319.11吧177.63百-45.08霸青海扳138.25斑92.17扳60.1癌-14.02瓣寧夏稗134.23埃95.17胺69.12隘-30.06般新疆案673.68頒375.2礙487.55笆-189.07表3哎Depende八nt Vari八able: Y背Method:啊 Least 啊Squares拌Sample:哎 1 31白Include佰d obser按vations拔: 31襖Variabl安e奧Coeffic翱ient般Std.挨t-Stati骯stic叭Prob.爸C伴-0.0568鞍77邦0.43899芭2佰-0.1295隘62

30、哀0.8979絆X1阿1.00035埃6扮0.00038哎0扮2635.34扮3艾0.0000挨X2吧0.99951敖3靶0.00044擺4安2251.70瓣5跋0.0000敖X3疤0.99940俺0拌0.00096耙9啊1031.19敗7邦0.0000罷R-squar搬ed凹1.00000頒0扳 Mea阿n depen跋dent va把r邦3802.73暗5安Adjuste疤d R-squ瓣ared班1.00000爸0翱 S.D俺. depen叭dent va盎r班3061.55扒5敗S.E. of扮 regres昂sion盎1.08350絆1癌 Aka耙ike inf敗o crite皚ri

31、on氨3.11818愛7按Sum squ埃ared re阿sid埃31.6973俺2澳 Sch八warz cr疤iterion爸3.30321盎7把Log lik捌elihood爸-44.331背89懊 F-s爸tatisti敖c矮7984087安0吧Durbin-敖Watson 爸stat扒2.48529隘6熬 Pro癌b(F-sta拜tistic)叭0.00000胺0表4擺White H班eterosk艾edastic鞍ity Tes岸t:鞍F-stati笆stic巴0.80769懊6柏 Pro辦babilit案y艾0.61445半7頒Obs*R-s藹quared敗7.97145岸8傲 P

32、ro絆babilit案y傲0.53702骯5叭Depende頒nt Vari叭able: R邦ESID2捌Method:敗 Least 頒Squares愛Sample:瓣 1 31捌Include唉d obser辦vations按: 31搬Variabl昂e艾Coeffic岸ient愛Std. 板t-Stati按stic伴Prob. 愛C奧-2.7739邦26哎3.78726熬0扒-0.7324壩36凹0.4720哀X1哀0.00241昂9斑0.00670辦8骯0.36058礙3板0.7220阿X12爸-8.68E-盎06熬7.14E-0皚6澳-1.2164稗56背0.2373唉X1*X2笆1

33、.95E-0壩5扒1.78E-0芭5斑1.09476艾2愛0.2860懊X1*X3班9.92E-0扒6懊1.45E-0吧5斑0.68259矮0藹0.5023邦X2皚0.00227拔6版0.00895瓣2白0.25420藹9愛0.8018叭X22藹-1.19E-襖05拔1.03E-0扳5疤-1.1597稗83翱0.2592笆X2*X3案-3.51E-奧06癌1.07E-0奧5頒-0.3283阿81瓣0.7459笆X3吧-0.0108伴74凹0.01715案0懊-0.6340斑56扮0.5329疤X32癌-7.93E-疤06白2.43E-0斑5藹-0.3261笆24辦0.7476敖R-squar辦

34、ed皚0.25714辦4罷 Mea跋n depen絆dent va埃r傲1.02249半4扳Adjuste啊d R-squ邦ared啊-0.0612熬23襖 S.D礙. depen百dent va絆r靶4.90650絆2百S.E. of搬 regres翱sion俺5.05446辦7敗 Aka罷ike inf埃o crite胺rion啊6.33411柏8捌Sum squ凹ared re骯sid唉536.500敗4巴 Sch拌warz cr拜iterion頒6.79669昂5瓣Log lik敖elihood懊-88.178搬84八 F-s隘tatisti唉c唉0.80769艾6礙Durbin-藹W

35、atson 八stat巴2.00790凹9艾 Pro按b(F-sta八tistic)爸0.61445斑7表5邦White H百eterosk隘edastic背ity Tes疤t:捌F-stati白stic按0.80769拌6暗 Pro辦babilit扮y壩0.61445般7阿Obs*R-s敗quared拌7.97145版8癌 Pro愛babilit吧y笆0.53702扒5愛Test Eq白u(yù)ation:拌Depende啊nt Vari礙able: R版ESID2耙Method:搬 Least 安Squares版Sample:癌 1 31安Include隘d obser頒vations稗: 31

36、敗Variabl扳e岸Coeffic跋ient案Std. 癌t-Stati按stic岸Prob. 胺C跋-2.7739吧26霸3.78726疤0耙-0.7324凹36把0.4720拔X1捌0.00241唉9疤0.00670叭8笆0.36058皚3捌0.7220背X12哀-8.68E-埃06艾7.14E-0盎6板-1.2164辦56拌0.2373般X1*X2唉1.95E-0罷5跋1.78E-0拜5鞍1.09476扳2岸0.2860拔X1*X3跋9.92E-0扮6傲1.45E-0壩5巴0.68259敖0芭0.5023背X2骯0.00227扒6熬0.00895柏2罷0.25420白9擺0.8018安X22胺-1.19E-藹05愛1.03E-0暗5矮-1.1597稗83盎0.2592霸X2*X3柏-3.51E-白06胺1.07E-0背5埃-0.3283頒81佰0.7459版X3瓣-0.0108氨74吧0.01715罷0哎-0.6340版56壩0.5329捌X32盎-7.93E-把06壩2.43E-0霸5笆-0.3261礙24礙0.7476盎R-squar啊ed芭0.25714疤4斑 Mea癌n depen瓣dent va疤r按1.02249拜4霸Adjuste擺d R-squ背ared隘-0.0612拔23扳 S.D巴. depen芭dent