計量經(jīng)濟學(xué)期末課程論文

數(shù)量應(yīng)用工具結(jié)課論文題目中國經(jīng)濟增長影響因素實證分析專業(yè)2013級國際經(jīng)濟與貿(mào)易姓名林艷軍學(xué)號201315102023指導(dǎo)教師李晶2015年12月15日目錄一、文獻綜述.......................................錯誤！未定義書簽。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立、..........................................2三、模型估計和檢驗..................................................31、模型初始估計.....................................................32、多重共線性檢驗...................................................43、異方差檢驗.......................................................44、序列相關(guān)檢驗.....................................................55、Granger因果檢驗.................................................66、顯著性和擬合優(yōu)度檢驗.............................................6四、結(jié)論分析和政策建議.............................錯誤！未定義書簽。五、參考文獻........................................................7［1］趙曉，消費中國經(jīng)濟增長主動力[J]，2005..........................7［2］徐錚、張潤清、李曉紅，1990-2004年我國經(jīng)濟增長因素實證分析[J]，經(jīng)濟論壇，2007（04）................................................7［3］綦國萍，我國經(jīng)濟增長影響因素的實證研究，安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠233041摘...........................................................7［4］吳沛,李克俊，中國經(jīng)濟增長影響因素的實證分析，西華大學(xué)，成都610039....................................................................7［5］劉詩白.，2004.，社會主義市場經(jīng)濟理論，西南財經(jīng)大學(xué)出版社......7［6］中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫..............................錯誤！未定義書簽。2中國經(jīng)濟增長影響因素實證分析摘要：改革開放以來，我國的社會主義經(jīng)濟取得突飛猛進的發(fā)展，經(jīng)濟增長速度更是舉世矚目。本文采用經(jīng)濟增長模型和多元線性回歸分析方法對1980～2010年中國經(jīng)濟增長因素進行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動力、消費對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，建立計量模型尋求這些變量與中國國民產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，進行定量分析，對模型進行檢驗。關(guān)鍵詞：消費、投資、經(jīng)濟增長、勞動力、實證分析一、文獻綜述（一）經(jīng)濟增長理論經(jīng)濟增長是指一個國家生產(chǎn)商品和勞務(wù)能力的擴大。在實際核算中，常以一國生產(chǎn)的商品和勞務(wù)總量的增加來表示，即以國民生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的（GDP）的增長來計算。經(jīng)濟增長是經(jīng)濟學(xué)研究的永恒主題。古典經(jīng)濟增長理論以社會財富的增長為中心，指出生產(chǎn)勞動是財富增長的源泉?，F(xiàn)代經(jīng)濟增長理論認為知識、人力資本、技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的主要因素。（二）影響因素的分析從古典增長理論到新增長理論，都重視物質(zhì)資本和勞動的貢獻。物質(zhì)資本是指經(jīng)濟系統(tǒng)運行中實際投入的資本數(shù)量.然而，由于資本服務(wù)流量難以測度，在這里我們用全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）來衡量物質(zhì)資本。中國擁有全世界近1/4的人口，為經(jīng)濟增長提供了豐富的勞動力資源。因此本文用總就業(yè)人數(shù)（萬人）來衡量勞動力。居民消費需求也是經(jīng)濟增長的主導(dǎo)因素。經(jīng)濟增長問題既受各國政府和居民的關(guān)注,也是經(jīng)濟學(xué)理論研究的一個重要方面。在1978—2008年的31中,我國經(jīng)濟年均增長率高達9.6%,綜合國力大大增強,居民收入水平與生活水平不斷提高,居民的消費需求的數(shù)量和質(zhì)量有了很大的提高。但是,我國目前仍然面臨消費需求不足問題。因此,研究消費需求對經(jīng)濟增長的影響,并對我國消費需求對經(jīng)濟增長的影響程度進行實證分析，可以更好的理解消費對我國經(jīng)濟增長的作用。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立（一）數(shù)據(jù)收集表2.1中國經(jīng)濟增長影響因素模型時間序列表國內(nèi)生產(chǎn)總年末從業(yè)全社會固定資居民消費價格指年份值（現(xiàn)價）人員數(shù)產(chǎn)投資總額數(shù)（上年=100）4545.642361910.9107.519804891.643725961102.519815323.4452951230.410219825962.7464361430.110219837208.1481971832.9102.719849016498732543.2109.3198510275.2512823120.6106.51986312058.6527833791.7107.3198715042.8543344753.8118.8198816992.3553294410.4118198918667.8647494517103.1199021781.5654915594.5103.4199126923.5661528080.1106.4199235333.96680813072.3114.7199348197.96745517042.1124.1199460793.76806520019.3117.1199571176.66895022913.5108.31996789736982024941.1102.8199784402.37063728406.299.2199889677798.6199999214.67208532917.7100.42000109655.27302537213.5100.72001120332.77374043499.999.22002135822.87443255566.6101.22003159878.37520070477.4103.92004184937.47582588773.6101.82005216314.476400109998.2101.52006265810.376990137323.9104.82007314045.477480172828.4105.9200834090377995224598.899.32009資料來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。（二）模型設(shè)計為了具體分析各要素對我國經(jīng)濟增長影響的大小，我們可以用國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）作為對經(jīng)濟發(fā)展的衡量，代表經(jīng)濟發(fā)展；用總就業(yè)人員數(shù)（x1）衡量勞動力；用固定資產(chǎn)投資總額(x2)衡量資本投入：用價格指數(shù)（x3）去代表消費需求。運用這些數(shù)據(jù)進行回歸分析。采用的模型如下：y=β+βx1+βx2+βx3+u1234i其中，y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，x1代表社會就業(yè)人數(shù)，x2代表固定資產(chǎn)投資，x3代表消費價格指數(shù)，u代表隨機擾動項。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國i經(jīng)濟增長的變動關(guān)系。三、模型估計和檢驗（一）模型初始估計表3.1模型初始估計結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:15/12/15Time:16:33Sample(adjusted):198020094Includedobservations:30afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-16197.4741510.11-0.3902050.6996X11.6839720.2560656.5763360.0000X21.4204450.05488625.879790.0000X3-580.7369355.4395-1.6338560.1143R-squared0.985665Meandependent85805.26varAdjustedR-squared0.984011S.D.dependentvar95097.07S.E.ofregression12024.95Akaikeinfocriterion21.75092Sumsquaredresid3.76E+09Schwarzcriterion21.93775Loglikelihood-322.2638F-statistic595.9008Durbin-Watsonstat0.968679Prob(F-statistic)0.000000（二）多重共線性檢驗表3.2相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X11.0000000.665094-0.219318X20.6650941.000000-0.291137X3-0.219318-0.2911371.000000根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關(guān)。通過采用剔除變量法，多重共線性的修正結(jié)果如下：剔除X3。.表3.3修正多重共線性后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:15/12/15Time:16:40Sample(adjusted):19802009Includedobservations:30afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-79282.7915704.05-5.0485550.0000X11.6990130.2636936.4431580.0000X21.4383250.05542225.952220.0000R-squared0.984193Meandependentvar85805.26AdjustedR-squared0.983022S.D.dependentvar95097.07S.E.ofregression12391.14Akaikeinfocriterion21.78199Sumsquaredresid4.15E+09Schwarzcriterion21.92211Loglikelihood-323.7299F-statistic840.5434Durbin-Watsonstat0.689221Prob(F-statistic)0.000000（三）異方差檢驗表3.4ARCH檢驗ARCHTest:F-statistic5.690752Probability0.024334Obs*R-squared5.048272Probability0.0246515TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:15/12/15Time:16:44Sample(adjusted):19812009Includedobservations:29afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.8817290.38574938581756010198RESID^2(-1)0.8990980.3768972.3855300.0243R-squared1.39E+080.174078MeandependentvarAdjustedR-squared0.143489S.D.dependentvar2.41E+08S.E.ofregression2.23E+08Akaikeinfocriterion41.35408Sumsquaredresid1.35E+18Schwarzcriterion41.44838Loglikelihood-597.6342F-statistic5.690752Durbin-Watsonstat1.336249Prob(F-statistic)0.024334從上表可以得到數(shù)據(jù)：(n-p)R2=5.048272,查表得χ2（p）=5.9915,(n-p)R2=5.048272<χ2（p）=5.9915,則接受原假設(shè)，不存在異方差。（四）序列相關(guān)檢驗已知：DW=0.689221，查表得dL=1.270，dU=1.563。由此可知，存在相關(guān)性。修正如下：表3.5修正序列相關(guān)后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:15/12/15Time:17:00Sample(adjusted):19812009Includedobservations:29afteradjustingendpointsFailuretoimproveSSRafter18iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C21524.051.27E+091.70E-051.0000X10.6126941.0519580.5824320.5655X20.9995450.3097523.2269230.0035AR(1)1.0000190.1111908.9937700.0000R-squared88607.310.992728MeandependentvarAdjustedR-squared95511.650.991855S.D.dependentvarS.E.ofregression21.088938619.708AkaikeinfocriterionSumsquaredresid21.277521.86E+09SchwarzcriterionLoglikelihood1137.613-301.7895F-statisticDurbin-Watsonstat0.0000000.989263Prob(F-statistic)InvertedARRoots1.00EstimatedARprocessisnonstationary修正后的DW=0.9892。進行自相關(guān)檢驗，Q統(tǒng)計量的下圖。6通過上圖可以看出，修正后無自相關(guān)。（五）Granger因果檢驗表3.6Granger因果檢驗PairwiseGrangerCausalityTestsDate:15/12/15Time:17:06Sample:19802010Lags:1NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityX1doesnotGrangerCauseY290.211320.64956X2doesnotGrangerCauseY290.187820.66831從上表可以看出：Pro(x1)和Pro(x2)大于0.1，說明X1和X2不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger的原因。（六）顯著性和擬合優(yōu)度檢驗表3.5反映了模型的最終形式。X的t檢驗不通過，二X的t檢驗通過。F統(tǒng)計量值12為1137.61，F(xiàn)檢驗通過。對于F=840.5434>F(2,27)=3.35(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看我國經(jīng)濟增長與各解釋變量之間線性關(guān)系顯著。修正的擬合優(yōu)度量為0.9919，擬合程度很好