影響我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值因素的計(jì)量分析

從圖3可以看出，e^2隨著GDP的變化而變化，因此有可能存在異方差。選擇運(yùn)用懷特檢驗(yàn)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，如下表所示：表7HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic0.811094

Prob.F(5,17)0.5578Obs*R-squared4.430005

Prob.Chi-Square(5)0.4893ScaledexplainedSS3.006705

Prob.Chi-Square(5)0.6990由表7可知，NR2=4.43，給定顯著性水平α=0.05，查表可得：χ2(k)=χ2(5)=11.07。NR2=4.43<11.07，所以該回歸模型中不存在異方差。（4）序列相關(guān)檢驗(yàn)1）由表6可知，DW=1.01?；貧w方程解釋變量個(gè)數(shù)k=2，查表可得dL=1.17,dU=1.54，因而DW<dL,即ui存在一階正自相關(guān)。2)再對(duì)模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)：上面已經(jīng)檢驗(yàn)到序列存在一階自相關(guān)，現(xiàn)設(shè)定滯后階數(shù)為2，則LM檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：表8Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic9.616441

Prob.F(2,18)0.0014Obs*R-squared11.88080

Prob.Chi-Square(2)0.0026表中的LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%的顯著水平上，χ2(2)=5.99，NR2=Obs*R-squared=11.88>χ2(2)=5.99,因而存在二階序列相關(guān)性。運(yùn)用LM檢驗(yàn)法依次增加滯后階數(shù)，當(dāng)滯后階數(shù)為8時(shí)，依然存在序列相關(guān)性。繼續(xù)增加階數(shù)到第9階，此時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果如下：表9Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic3.062309

Prob.F(9,11)0.0420Obs*R-squared16.43893

Prob.Chi-Square(9)0.0583在5%的顯著性水平上，χ2(9)=16.919，NR2=Obs*R-squared=16.44<χ2(9)=16.919，因此不存在9階序列相關(guān)性。綜上所述，序列存在著8階序列相關(guān)，則不能用DW統(tǒng)計(jì)量估計(jì)自相關(guān)系數(shù)，采用科克蘭內(nèi)-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法進(jìn)行修正,迭代兩次后的修正結(jié)果如下表所示：表10DependentVariable:GDPMethod:LeastSquaresDate:02/18/12Time:16:10Sample(adjusted):19872007Includedobservations:21afteradjustmentsConvergenceachievedafter9iterationsCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2960.6241598.9311.8516260.0826X184.260597.73827410.888810.0000X33.6899320.13618427.095240.0000AR(1)0.8533620.2120264.0248030.0010AR(2)-0.6648380.218117-3.0480740.0077R-squared0.998428

Meandependentvar88078.82AdjustedR-squared0.998034

S.D.dependentvar68610.15S.E.ofregression3041.812

Akaikeinfocriterion19.08255Sumsquaredresid1.48E+08

Schwarzcriterion19.33125Loglikelihood-195.3668

Hannan-Quinncriter.19.13652F-statistic2539.794

Durbin-Watsonstat2.104936Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots

.43+.69i

.43-.69i從該表可以看出，經(jīng)過(guò)修正后的DW統(tǒng)計(jì)量為2.1，dL=1.17,dU=1.54，因而dU=1.54<DW=2.1<4-dU=2.46，則修正后不存在序列相關(guān)了。（5）模型評(píng)價(jià)：綜上所述，修改后的模型擬合優(yōu)度非常高，估計(jì)的樣本回歸方程很好的擬合了樣本觀(guān)測(cè)值。修改后的GDP是關(guān)于x1和x3的回歸方程，其中常數(shù)項(xiàng)不顯著。略去常數(shù)項(xiàng)，得到回歸方程：GDP=84.261X1+3.69X3(10.889)（27.095）R-squared=0.9984，AdjustedR-squared=0.9980，DW=2.1，F(xiàn)=2539.8圖4修改后的模型消除了多重共線(xiàn)性和自相關(guān)，不存在異方差，且總體上模型中被解釋變量與解釋變量之間線(xiàn)性關(guān)系顯著，解釋變量回歸系數(shù)亦顯著。因此，修改后的模型能夠很好的反映樣本值及其估計(jì)值，無(wú)論是結(jié)構(gòu)分析、統(tǒng)計(jì)分析，都是比較好的。三、模型的經(jīng)濟(jì)意義分析：從本文模型分析的GDP表達(dá)式可以知道，影響我國(guó)GDP的因素主要有兩個(gè)，即外商直接投資（X1）和政府支出（X3）。其中，外商直接投資是影響GDP的最主要的因素。每增加1億美元的外商直接投資，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就會(huì)相應(yīng)的增加84.261美元；每增加1億元政府支出，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)相應(yīng)的增加3.69億元。因此，我國(guó)應(yīng)該把工作的重心放在加大引進(jìn)外商投資的力度，積極吸引外資上面；同時(shí)相應(yīng)的提高政府支出。這樣才能帶動(dòng)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的快速增長(zhǎng)，從而使經(jīng)濟(jì)能夠得到更快的發(fā)展。

[參考文獻(xiàn)]

[1]高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué).北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2004.[2]張曉峒.計(jì)