計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文-固定資產(chǎn)投資對(duì)江西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的計(jì)量分析

1、<p>　　固定資產(chǎn)投資對(duì)江西經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的計(jì)量分析</p><p>　　姓名： 李仁和 </p><p>　　學(xué)號(hào)： 21130701</p><p><b>　　班級(jí)： 金融一班</b></p><p>　　2015年6月22日</p><p><b>　　背景<

2、;/b></p><p>　　固定資產(chǎn)投資是建造和購(gòu)置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動(dòng)。固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過(guò)程包括固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴(kuò)建、新建等活動(dòng)。固定資產(chǎn)投資是社會(huì)固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段。固定資產(chǎn)投資額是以貨幣表現(xiàn)的建造和購(gòu)置固定資產(chǎn)活動(dòng)的工作量，它是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度、比例關(guān)系和使用方向的綜合性指標(biāo)。

3、 </p><p><b>　　二、數(shù)據(jù)搜集</b></p><p>　　固定資產(chǎn)對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)是主要的勞動(dòng)手段，它的價(jià)值是逐漸轉(zhuǎn)移到所生產(chǎn)的產(chǎn)品上，同時(shí)企業(yè)又是重要的市場(chǎng)主體，因此對(duì)固定資產(chǎn)的投資間接影響一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)出，本文主要研究國(guó)有固定資產(chǎn)投資額、集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額、個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)

4、投資額以及股份制經(jīng)濟(jì)固定投資額對(duì)GDP的影響。本文選擇了江西省1991年至2010年國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）以及各經(jīng)濟(jì)成分固定資產(chǎn)投資額的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。1991年至2010年GDP值和各經(jīng)濟(jì)成分固定資產(chǎn)投資額情況如下表：</p><p>　　表1：1991年至2010年江西省GDP值與固定資產(chǎn)投資額統(tǒng)計(jì)表</p><p>　　注：資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，江西統(tǒng)計(jì)年鑒

5、 （單位：億元）</p><p><b>　　實(shí)證分析</b></p><p><b>　　變量選取</b></p><p>　　本文以國(guó)民生產(chǎn)總值GDP為被解釋變量Y，以國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額（X1）、集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額（X2）、個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額（X3）以及股份制經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額（X4

6、）為解釋變量，進(jìn)行多元線(xiàn)性回歸分析。</p><p><b>　　模型建立及估計(jì)</b></p><p>　　Y與X1、X2、X3、X4之間存在較強(qiáng)的線(xiàn)性關(guān)系，由此可建立多元線(xiàn)性回歸模型如下：</p><p>　　運(yùn)用Eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到如圖所示結(jié)果：</p><p>　　所以，模型估計(jì)的結(jié)果

7、為：</p><p>　　195.2677+2.379958*X1+9.072771*X2+3.596825*X3—5.101852*X4</p><p>　　(1.409719) (3.643763) (2.825101) (3.286212) (-1.303036)</p><p>　　=0.992341 DW=1.235414 F=

8、485.8472</p><p><b>　　模型檢驗(yàn)及修正</b></p><p><b>　　多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)</b></p><p>　　（1）對(duì)各解釋變量進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)</p><p>　　表2：各投資主體固定投資相關(guān)系數(shù)</p><p>　　由表中可以看出解釋變量

9、之間相關(guān)系數(shù)較高，可以判斷解釋變量之間存在著較嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。</p><p>　?。?）修正多重共線(xiàn)性</p><p>　　利用Eviews分別對(duì)Y與各解釋變量X1、X2、X3、X4做最小二乘回歸，回歸結(jié)果如圖所示：</p><p><b>　　得到模型：</b></p><p>　　Y=496.2879+4.421

10、338*X1</p><p>　　(4.055928) (29.41874)</p><p>　　R²=0.979626 F=965.4624</p><p><b>　　得到模型：</b></p><p>　　Y=174.5210+27.05799*X2</p><p>　　(1

11、.082378) (23.75826)</p><p>　　R²=0.969096 F=564.455</p><p><b>　　得到模型：</b></p><p>　　Y=451.5863+8.728238*X3</p><p>　　(2.419675) (19.34365)</p><

12、;p>　　R²=0.954102 F=374.1769</p><p><b>　　得到模型：</b></p><p>　　Y=919.3189+19.5437*X4</p><p>　　(6.675034) (23.93417)</p><p>　　R²=0.969536 F=572.

13、8445</p><p>　　通過(guò)上述模型可以看出，X1與Y的模型擬合優(yōu)度系數(shù)R²最大，因此選擇X1與Y的模型作為初始簡(jiǎn)單最優(yōu)回歸方程。</p><p>　　所以初始簡(jiǎn)單回歸方程為：Y=496.2879+4.421338*X1</p><p>　　將其余變量依次引入初始模型中，結(jié)果如表3所示：</p><p><b>　　

14、X4剔除</b></p><p><b>　　修正后的模型為：</b></p><p>　　=328.7482+1.9252*X1+7.9624*X2+2.5591*X3</p><p>　　剔除了變量X4，消除了多重共線(xiàn)性，且各解釋變量前得系數(shù)均符合經(jīng)濟(jì)意義，模型擬合度提高，整體解釋能力增強(qiáng)。</p><p&g

15、t;<b>　　2.異方差檢驗(yàn)</b></p><p><b>　　（1）異方差的檢驗(yàn)</b></p><p>　　此時(shí)=17.10772大于5%顯著性水平下自由度為9的分布臨界值16.92，因</p><p><b>　　此存在異方差。</b></p><p><b&g

16、t;　　異方差的修正</b></p><p>　　取w=1/abs(resid)作為權(quán)數(shù)變量，對(duì)模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸結(jié)果如下：</p><p>　　修正后的模型為：=333.8659+2.137963*X1+11.82372*X2+0.881992*X3</p><p>　　(7.164424) (4.630178) (5.19141)

17、(2.141598)</p><p>　　進(jìn)行加權(quán)最小二乘修正后的模型擬合度增加，同時(shí)各解釋變量的t檢驗(yàn)值均較為顯著，表明模型的解釋能力增強(qiáng)。</p><p>　　對(duì)修正后的模型再進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，結(jié)果如圖所示：</p><p>　　此時(shí)=12.52761小于5%顯著性水平下自由度為10的分布臨界值18.31，因</p><p><b>

18、;　　此修正了異方差。</b></p><p>　　通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸，修正了異方差，使模型通過(guò)了懷特檢驗(yàn)。并且再次提高了擬合優(yōu)度以及各解釋變量的t檢驗(yàn)值，整個(gè)模型的解釋能力明顯提高。</p><p><b>　　3.自相關(guān)檢驗(yàn)</b></p><p>　　BG檢驗(yàn)的結(jié)果如圖所示：</p><p>

19、;　　可得=5.572330，相伴概率為0.061657，小于顯著性水平為5%時(shí)自由度為2的分布的臨界值5.99，且滯后項(xiàng)的擬合參數(shù)t值不顯著，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以模型不存在自相關(guān)性。</p><p><b>　　模型修正結(jié)果</b></p><p>　　經(jīng)過(guò)對(duì)模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)、計(jì)量檢驗(yàn)，修正了多重共線(xiàn)性和異方差后，模型修正的結(jié)果為：</p><p

20、>　　=333.8659+2.137963*X1+11.82372*X2+0.881992*X3</p><p>　　(7.164424) (4.630178) (5.19141) (2.141598)</p><p>　　R²=0.999980 F=3373.669</p><p>　　四、實(shí)證分析結(jié)論，政策建議</p>

21、<p><b>　　實(shí)證分析結(jié)論</b></p><p>　　模型最終修正了多重共線(xiàn)性、異方差以及參數(shù)結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定的問(wèn)題，提高了模型的精度，并且使得模型整體以及各變量的顯著性提高，擬合度增強(qiáng)，模型的可靠性增強(qiáng)。</p><p>　　通過(guò)模型可知，國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資、集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資以及個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是呈正相關(guān)的，這符合經(jīng)濟(jì)常理。當(dāng)集

22、體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額和個(gè)體經(jīng)濟(jì)投資額保持不變時(shí)，國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額每增加一個(gè)單位，會(huì)使得GDP增加2.137963個(gè)單位，即國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資乘數(shù)大概為2.137963；同理，當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額和個(gè)體經(jīng)濟(jì)投資額保持不變時(shí)，集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額每增加一個(gè)單位，會(huì)使得GDP增加11.82372個(gè)單位，集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資乘數(shù)大概為11.82372；當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額和集體經(jīng)濟(jì)投資額保持不變時(shí)，個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額每增加

23、一個(gè)單位，會(huì)使得GDP增加0.881992個(gè)單位，即個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投乘數(shù)大概為0.881992。</p><p>　　國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資、集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP皆有較為顯著的影響，個(gè)體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP影響不是很顯著。國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額占據(jù)總體投資大部分份額，但由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資較為穩(wěn)定，而集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資較為活躍，且收益較大，所以集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資相較于國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資對(duì)GD