1、扮對中國經濟增長靶影響因素的實證辦分析巴摘 要佰：盎改革開放三十三艾年以來，中國的藹社會經濟取得了懊飛速發展，經濟愛增長速度更是舉絆世矚目。胺本文根據計量經版濟學、西方經濟敗學和Eview鞍s軟件相關知識澳，采用凹時間序列數據模柏型俺和多元線性回歸伴分析方法對19班80-2009澳年（中國統計年埃鑒數據截止到2皚009年）三十哀年間中國經濟增伴長因素進行研究扳，分析了物質資巴本、勞動力、消安費對國內生產總拌值（GDP）的翱影響癌，拜建立計量經濟學爸模型愛，半尋求這些變量與稗國內生產總值的艾數量關系搬，跋進行定量分析暗，哀對模型進行檢驗按，最終得出結論百。隘關鍵詞：耙勞動力、投資、捌消費、經濟增

2、長啊、最小二乘法。1.背景敗經濟增長是指一盎個國家生產商品斑和勞務能力的擴癌大敖。盎在實際核算中胺，班常以一國生產的白商品和勞務總量斑的增加來表示笆，挨即以國民生產總罷值埃（懊GDP啊）岸和國內生產總值捌的的增長來計算皚。哀古典經濟增長理笆論以社會財富的愛增長為中心扒，指出奧生產勞動是財富癌增長的源泉捌。氨現代經濟增長理艾論認為知識、人捌力資本、技術進斑步是經濟增長的傲主要因素。靶從古典增長理論盎到新增長理論，笆都重視物質資本哎和勞動的貢獻。盎物質資本是指經把濟系統運行中實襖際投入的資本數氨量.然而，由于擺資本服務流量難爸以測度，在這里拜我們用全社會固壩定資產投資總額邦（億元）來衡量班物質資本

3、。中國扳擁有十三億人口壩，扒為經濟增長提供愛了豐富的勞動力拜資源般。皚因此本文用總就愛業人數啊（凹萬人懊）敗來衡量勞動力搬。把居民消費需求也扳是經濟增長的主疤要因素。岸經濟增長問題既扳受各國政府和居擺民的關注,也是絆經濟學理論研究百的一個重要方面辦。在1978骯2008年的3拔1年中,我國經昂濟年均增長率高澳達9.6%,綜爸合國力大大增強靶,居民收入水平吧與生活水平不斷爸提高,居民的消絆費需求的數量和矮質量有了很大的柏提高。但是,我背國目前仍然面臨板消費需求不足問愛題。熬本文將以拌中國經濟增長澳作為研究對象，扮選擇時間序列數艾據的計量經濟學敖模型方法，將中骯國國內生產總值辦與和其相關的經翱濟變

4、量聯系起來案，建立多元線性艾回歸模型，研究罷我國凹中國經濟增長芭變動趨勢，以及拜重要的影響因素絆，并根據所得的瓣結巴論提出相關的建爸議與意見。用計搬量經濟學的方法熬進行數據的分析奧將得到更加具有鞍說服力和更加具氨體的指標，可以把更好的幫助我們扳進行預測與決策傲。因此，對我國敗經濟增長八的計量經濟學研叭究是有意義同時耙也是很必要的。2.模型的建立邦為了具體分析各翱要素對我國經濟啊增長影響的大小霸，我們可以用國壩內生產總值（案）隘這個經濟指標作骯為研究對象捌；用總就業人員敖數（骯）衡量勞動力；案用固定資產投資俺總額(盎)衡量資本投入罷：用價格指數（邦）去代表消費需哎求。運用這些數柏據進行回歸分析盎

5、。礙這里的被解釋變熬量是，Y：叭國內生產總值辦，爸與Y-挨國內生產總值澳密切相關的經濟拔因素作為模型可藹能的解釋變量，昂共計3個，它們矮分別為：拜代表社會就業人百數，挨代表固定資產投案資，癌代表消費價格指挨數，拔代表隨機干擾項把。柏模型的建立大致罷分為理論模型設霸置、參數估計、氨模型檢驗、模型邦修正幾個步驟。爸如果模型符合實骯際經濟理論并且挨通過各級檢驗，礙那么模型就可以笆作為最終模型，壩可以進行結構分暗析和經濟預測。吧2.1理論模型艾的確定辦通過變量的試算板篩選，最終確定半以以下變量建立芭回歸模型。霸被解釋變量 瓣：國內生產總值八,斑解釋變量 敗:代表社會就業疤人數，耙:代表固定資產暗投資，

6、柏:代表消費價格壩指數，版另外，從經濟意柏義上來說，瓣社會就業人數爸、拔固定資產投資和皚消費價格指數隘這三個宏觀經濟凹指標基本反映了案我國經濟發展狀氨況，因此也就很八大程度上決定了盎經濟增長水平。稗單從經濟意義上瓣講，變量的選擇拌是正確的。而且凹，就直觀上來說澳，解釋變量與被頒解釋變量都是相昂關的，這三個解盎釋變量都是經濟懊增長的“良性”凹變矮量，它們的增長奧都對我國經濟增挨長起著積極的推笆動作用，這一點暗可以作為模型經矮濟意義檢驗的依啊據。絆表1： 罷被解釋變量與解傲釋變量1980拌-20009數擺據阿年份傲國內生產總值（俺現價）/億元斑年末從業人員數傲/萬人伴全社會固定資產愛投資總額/億元

7、跋居民消費價格指巴數（上年=10傲0）耙1980疤4545.62百3973埃42361把910.9疤107.5胺1981疤4889.46按1062熬43725矮961皚102.5襖1982哀5330.45疤0965班45295靶1230.4壩102扒1983背5985.55爸1568骯46436愛1430.1熬102捌1984隘7243.75傲1718俺48197吧1832.9盎102.7盎1985版9040.73懊6581澳49873版2543.2爸109.3按1986跋10274.3礙7922扳51282半3120.6絆106.5艾1987八12050.6俺1513瓣52783扳3791.

8、7頒107.3昂1988拔15036.8背2301岸54334伴4753.8扮118.8靶1989八17000.9昂1911愛55329巴4410.4氨118敖1990佰18718.3哎2238氨56909埃4517白103.1安1991爸21826.1辦9941襖58360巴5594.5懊103.4哎1992擺26937.2罷7645阿59432礙8080.1半106.4扳1993跋35260.0八2471盎60220拌13072.3笆114.7拜1994笆48108.4唉5644邦61470頒17042.1巴124.1艾1995靶59810.5唉2921翱67947捌20019.3扮117

9、.1俺1996鞍70142.4瓣9165般68850柏22913.5板108.3隘1997奧78060.8瓣35矮69600安24941.1按102.8愛1998礙83024.2跋7977靶69957凹28406.2阿99.2把1999艾88479.1埃5475氨70586澳29854.7絆98.6礙2000癌98000.4俺5431癌72085暗32917.7扒100.4般2001鞍108068.罷2206般73025稗37213.5俺100.7敗2002般119095.背6893擺73740艾43499.9邦99.2癌2003般135173.耙9761岸74432搬55566.6暗101.

10、2傲2004擺159586.疤7479拔75200稗70477.4懊103.9佰2005扒185808.埃559俺75825爸88773.6捌101.8敗2006罷217522.唉6698瓣76400巴109998.案2哎101.5盎2007瓣267763.班6588頒76990隘137323.凹9扮104.8版2008癌316228.愛8248搬77480版172828.藹4奧105.9般2009百343464.柏6903拜77995扮224598.岸8敗99.3襖資料來源：哀中國統計年鑒絆。笆首先，檢查被解吧釋變量和解釋變藹量之間的線性關熬系是否成立。觀百察被解釋變量與罷解釋變量之間的矮散

11、點圖。骯圖1：被解釋變扒量爸與解釋變量耙的散點圖傲由圖中趨勢線可懊以判斷，被解釋皚變量伴Y啊與解釋變量扳之間基本呈線性霸關系。辦圖2：被解釋變礙量辦與解釋變量罷的散點圖懊由圖中趨勢線可柏以判斷，被解釋芭變量奧與解釋變量叭之間基本呈線性敖關系。翱圖3：被解釋變扒量鞍與解釋變量拌的散點圖般由圖中趨勢線可愛以判斷，被解釋扳變量Y與解釋變扳量爸之間基本呈線性壩關系。再通過變笆量之間的相關系扳數判斷。把表鞍2扮：被解釋變量與芭解釋變量相關系霸數表骯Covaria吧nce Ana佰lysis: 佰Ordinar皚y愛Date: 昂12/29/1唉1絆 Time熬: 13:05安Sample:胺 1980

12、2盎009柏Include捌d obser芭vations扒: 30翱Covaria熬nce疤Correla版tion拔Y瓣X1爸X2癌X3斑Y伴8.85E+0挨9辦1.00000敖0愛X1罷8.91E+0埃8俺1.33E+0案8隘0.82067唉9挨1.00000盎0搬X2搬5.05E+0瓣9半4.52E+0般8扳2.99E+0扒9瓣0.98105罷8安0.71739翱4翱1.00000阿0版X3鞍-197583啊.1搬-20469.吧67傲-102814唉.7昂41.7388吧9柏-0.3250挨58背-0.2746熬07把-0.2911骯37按1.00000瓣0安看到被解釋變量昂Y與解釋

13、變量背，擺，哎之間具有較高的挨相關性。皚通過散點圖和相班關系數表的判斷霸，可以判斷被解半釋變量和解釋變氨量之間具有明顯骯的相關線性關系隘。同時通過被解俺釋變量與解釋變矮量的相關圖形分骯析，設置理論模疤型為：啊2.2 建立初扒始模型OL擺S案2.2.1扳 使用OLS法瓣進行參數估計岸表3： 普通最俺小二乘法參數估敖計輸出結果敖Depende案nt Vari襖able: Y辦Method:巴 Least 昂Squares岸Date: 鞍12/29/1背1擺 Time佰: 14:23笆Sample:癌 1980 2矮009艾Include稗d obser瓣vations矮: 30皚Coeffic罷i

14、ent按Std. Er擺ror伴t-Stati藹stic八Prob.叭X1癌1.93484版0半0.21599捌0氨8.95799愛7佰0.0000白X2瓣1.38255背9唉0.04582霸3哎30.1716骯9芭0.0000稗X3版-379.26搬54熬280.899矮9笆-1.3501氨80巴0.1886懊C礙-49822.安31扳33676.5辦9艾-1.4794笆34隘0.1510斑R-squar澳ed唉0.99123唉3阿Mea哎n depen按dent va耙r襖85749.3哎1氨Adjuste八d R-squ奧ared百0.99022胺1半S.D耙. depen靶dent v

15、a扳r俺95692.8懊5胺S.E. of礙 regres斑sion八9462.95敖1暗Aka阿ike inf擺o crite挨rion愛21.2717拌2氨Sum squ敗ared re般sid按2.33E+0岸9笆Sch扳warz cr邦iterion板21.4585拜5邦Log lik唉elihood邦-315.07稗58昂Han叭nan-Qui礙nn crit敖er.鞍21.3314凹9百F-stati拔stic霸979.846半8哀Dur百bin-Wat稗son sta壩t昂1.17814氨3叭Prob(F-班statist背ic)白0.00000暗0俺得到初始模型為靶：柏2.2.

16、2案 對初始模型進搬行檢驗跋要對建立的初始懊模型進行包括經邦濟意義檢驗、統傲計檢驗、計量經熬濟學檢驗、預測版檢驗在內的四級礙檢驗哎。瓣(1)經濟意義絆檢驗按解釋變量的系數巴分別為昂=艾1.93484藹0笆、扳=叭1.38255昂9把。兩個解釋變量挨系數均為正，符敗合被解釋變量與敖解釋變量之間的敗正相關關系，符安合解釋變量增長白帶動被解釋變量鞍增長的經濟實際傲，擺=巴-379.26挨54笆，版符合被解釋變量把與解釋變量之間敖的負相關關系。芭與現實經濟意義胺相符，所以模型白通過經濟意義檢唉驗。(2)統計檢驗 = 1 * GB3 霸絆擬合優度檢驗：佰R拜2百檢驗，R-sq擺uared=霸0.9912

17、3版3拌；Adjust啊ed R-sq矮uared=頒0.99022唉1吧；可見擬合優度矮很高，接近于1霸，方程擬和得很搬好。 = 2 * GB3 礙隘變量的顯著性檢絆驗：t檢驗，白表4：模型系數耙顯著性檢驗，t罷檢驗結果唉Coeffic芭ient跋Std. Er懊ror斑t-Stati耙stic傲Prob.罷X1百1.93484熬0吧0.21599隘0隘8.95799熬7扮0.0000安X2拌1.38255白9跋0.04582柏3班30.1716矮9疤0.0000壩X3暗-379.26芭54昂280.899敗9板-1.3501懊80岸0.1886捌C胺-49822.笆31哀33676.5扮9

18、佰-1.4794唉34擺0.1510藹從檢驗結果表中拌看到，包括常數靶項在內的所有解拌釋變量系數的t安檢驗的伴隨概率胺均小于5%，所骯以，在5%的顯案著水平下安、盎、拜的系數顯著不為頒零，通過顯著性拔檢驗，常數項也靶通過顯著性檢驗凹，保留在模型之八中。 = 3 * GB3 皚擺方程的顯著性檢靶驗：F檢驗，方扮程總體顯著性檢襖驗的伴隨概率小版于0.0000芭0，在5%顯著佰水平下方程顯著皚成立，具有經濟般意義。捌(3)計量經濟巴學檢驗：絆方程通過經濟意鞍義檢驗和統計檢拔驗，下面進行居傲于計量經濟學模矮型檢驗核心的計隘量經濟學檢驗。 = 1 * GB3 芭礙進行異方差性檢靶驗：疤首先用圖示法對奧模

19、型的異方差性傲進行一個大致的敖判斷。令X軸為霸方程被解釋變量巴，Y軸為方程的按殘差項，做帶有岸回歸線的散點圖岸。佰圖4：初始模型熬的異方差性檢驗扳散點圖唉圖5：初始模型凹的異方差性檢驗般散點圖班圖6：初始模型愛的異方差性檢驗伴散點圖背通過圖形看到，半回歸線向上傾斜阿，大致判斷存在柏異方差性，但是拌，圖示法并不準愛確，下面使用W挨hite異方差頒檢驗法進行檢驗氨，分別選擇不帶拜有交叉項和帶有頒交叉項的Whi背te異方差檢驗澳法。得到下面的艾檢驗結果：搬表5：不帶有交巴叉項的Whit霸e異方差檢驗結佰果半Heteros拔kedasti挨city Te礙st: Whi襖te岸F-stati澳stic

20、扮75.5984盎9骯Pro癌b. F(3,昂26)扮0.0000爸Obs*R-s斑quared霸26.9145疤0敖Pro藹b. Chi-斑Square(笆3)挨0.0000吧Scaled 安explain哀ed SS柏52.7510澳4班Pro胺b. Chi-哀Square(背3)礙0.0000隘Test Eq半uation:俺Depende皚nt Vari奧able: R案ESID2鞍Method:隘 Least 把Squares疤Date: 盎12/29/1啊1頒 Time伴: 17:53般Sample:白 1980 2熬009岸Include巴d obser按vations佰: 30

21、敖Coeffic耙ient哀Std. Er敖ror哎t-Stati扳stic扒Prob.敗C按1.51E+0胺8吧1.08E+0把8敖1.39849辦2柏0.1738叭X12芭-0.0297按75伴0.00959奧3伴-3.1038把68懊0.0046鞍X22扮0.01741哀9唉0.00124辦5艾13.9877阿6凹0.0000挨X32版-2715.9俺96扳8243.37昂5凹-0.3294半76暗0.7444藹R-squar愛ed伴0.89715懊0熬Mea扒n depen按dent va爸r罷7760778鞍0岸Adjuste靶d R-squ隘ared霸0.88528搬3礙S.D伴.

22、 depen柏dent va罷r半1.80E+0背8佰S.E. of奧 regres癌sion拌6107542矮6挨Aka唉ike inf岸o crite巴rion巴38.8166版8按Sum squ氨ared re拌sid隘9.70E+1班6辦Sch拜warz cr啊iterion吧39.0035跋1傲Log lik拜elihood疤-578.25扳02安Han跋nan-Qui安nn crit哀er.拌38.8764耙5凹F-stati稗stic唉75.5984昂9拜Dur稗bin-Wat白son sta白t安1.94705爸6斑Prob(F-艾statist骯ic)白0.00000耙0安表

23、6：帶有交叉扮項的White叭異方差檢驗結果柏Heteros扒kedasti頒city Te拔st: Whi唉te氨F-stati艾stic奧33.5794傲4伴Pro阿b. F(9,凹20)跋0.0000盎Obs*R-s搬quared般28.1378爸9巴Pro稗b. Chi-絆Square(傲9)版0.0009扒Scaled 癌explain隘ed SS背55.1488安2把Pro氨b. Chi-敖Square(岸9)把0.0000頒Test Eq鞍uation:佰Depende佰nt Vari霸able: R阿ESID2拔Method:拜 Least 瓣Squares稗Date: 爸12

24、/29/1擺1扮 Time瓣: 17:54盎Sample:辦 1980 2鞍009搬Include擺d obser芭vations八: 30矮Coeffic頒ient襖Std. Er隘ror背t-Stati敗stic捌Prob.艾C挨-2.08E+瓣09擺4.06E+0安9百-0.5129襖12擺0.6136班X1半-34576.白99扒39720.3皚2氨-0.8705氨12耙0.3943邦X12奧0.18971澳9埃0.22409柏1瓣0.84661挨5扳0.4072佰X1*X2斑-0.2972版99擺0.44247凹2暗-0.6719扳06背0.5093敗X1*X3把127.516澳1版

25、329.282壩4背0.38725罷4胺0.7027唉X2艾29147.1芭4跋35662.2霸9俺0.81731敖0把0.4234壩X22鞍0.03313叭5昂0.00776半0澳4.27005胺3癌0.0004背X2*X3扒-97.116安37靶96.8748頒9啊-1.0024敖93邦0.3281奧X3凹5547349辦8靶6853873挨4佰0.80937拔4昂0.4278芭X32壩-283697矮.5扮290382.巴6俺-0.9769胺78翱0.3403隘R-squar壩ed安0.93793百0芭Mea罷n depen昂dent va耙r叭7760778背0隘Adjuste罷d R

26、-squ壩ared爸0.90999艾8俺S.D愛. depen澳dent va柏r啊1.80E+0壩8唉S.E. of阿 regres鞍sion版5409763敗6版Aka壩ike inf鞍o crite捌rion百38.7116氨8氨Sum squ癌ared re邦sid霸5.85E+1奧6癌Sch凹warz cr斑iterion扮39.1787案5皚Log lik挨elihood哀-570.67瓣52瓣Han芭nan-Qui骯nn crit矮er.擺38.8611藹0靶F-stati哎stic澳33.5794熬4佰Dur芭bin-Wat壩son sta礙t捌2.26241般3案Prob(F

27、-藹statist搬ic)爸0.00000瓣0礙使用White埃檢驗法不論是否罷帶有交叉項，所凹得的檢驗伴隨概斑率均小于5%，盎均在5%的顯著佰水平下拒絕方程隘不存在異方差性岸的原假設，愛認為模型具有比愛較嚴重的異方差扒性。需要對模型挨進行修正。 = 2 * GB3 捌柏多重共線性檢驗芭：吧用逐步回歸法檢奧驗如下熬以扮為被解釋變量，笆逐個引入解釋變擺量吧、隘、把，構成回歸模型柏，進行模型估計挨。癌表拔7岸：奧 按被解釋變量稗與隘最小二乘估計結啊果暗Depende半nt Vari哀able: Y搬Method:罷 Least 哎Squares瓣Date: 艾12/29/1藹1凹 Time藹: 1

28、8:32佰Sample:爸 1980 2艾009拜Include百d obser佰vations愛: 30罷Coeffic扒ient佰Std. Er翱ror暗t-Stati拜stic啊Prob.昂X1暗6.69208把6唉0.88052搬6班7.60010瓣1背0.0000襖C熬-334986哎.1版56283.7鞍0拌-5.9517澳43瓣0.0000按R-squar按ed俺0.67351案3爸Mea背n depen斑dent va叭r癌85749.3佰1岸Adjuste班d R-squ敖ared凹0.66185案3凹S.D哎. depen啊dent va愛r板95692.8氨5安S.E.

29、of挨 regres笆sion艾55645.7矮8八Aka斑ike inf白o crite岸rion骯24.7557扳4矮Sum squ擺ared re拔sid芭8.67E+1扒0八Sch叭warz cr阿iterion跋24.8491把5絆Log lik哀elihood背-369.33拔61鞍Han百nan-Qui癌nn crit擺er.扳24.7856隘2柏F-stati癌stic百57.7615唉3敖Dur癌bin-Wat哀son sta氨t骯0.09688吧3岸Prob(F-鞍statist扮ic)俺0.00000哎0翱表柏8藹：阿 扒被解釋變量爸與搬最小二乘估計結絆果頒Depende

30、礙nt Vari八able: Y疤Method:邦 Least 柏Squares哀Date: 澳12/29/1胺1跋 Time班: 18:34傲Sample:矮 1980 2霸009敖Include跋d obser絆vations愛: 30鞍Coeffic啊ient罷Std. Er版ror岸t-Stati傲stic翱Prob.拌X2阿1.68859艾4白0.06301骯1白26.7983扮1吧0.0000拜C半19746.4鞍5扒4234.32頒8岸4.66342鞍0骯0.0001斑R-squar癌ed矮0.96247岸4凹Mea半n depen邦dent va奧r案85749.3凹1頒Adj

31、uste岸d R-squ般ared板0.96113凹4哀S.D昂. depen跋dent va佰r斑95692.8襖5巴S.E. of跋 regres胺sion矮18865.3翱8癌Aka安ike inf氨o crite熬rion礙22.5923皚9拜Sum squ扮ared re擺sid艾9.97E+0版9瓣Sch辦warz cr艾iterion爸22.6858鞍0翱Log lik辦elihood奧-336.88挨58氨Han昂nan-Qui傲nn crit罷er.愛22.6222岸7板F-stati藹stic扳718.149吧5案Dur佰bin-Wat百son sta鞍t佰0.40262靶

32、4氨Prob(F-俺statist藹ic)八0.00000白0艾表隘9埃：八 稗被解釋變量背與埃最小二乘估計結疤果背Depende跋nt Vari絆able: Y敖Method:懊 Least 靶Squares鞍Date: 昂12/29/1癌1氨 Time艾: 18:36捌Sample:絆 1980 2吧009扳Include阿d obser扮vations辦: 30埃Coeffic伴ient熬Std. Er頒ror爸t-Stati半stic奧Prob.傲X3盎-4733.7罷89疤2602.66芭9隘-1.8188百21敖0.0797版C扳586426.柏4靶275788.盎7搬2.1263

33、6扳1邦0.0424襖R-squar罷ed啊0.10566叭3霸Mea扳n depen稗dent va氨r癌85749.3般1霸Adjuste胺d R-squ傲ared跋0.07372爸2埃S.D愛. depen昂dent va壩r搬95692.8白5把S.E. of巴 regres敗sion艾92097.9阿8巴Aka藹ike inf拜o crite哀rion啊25.7634傲3鞍Sum squ哎ared re癌sid澳2.37E+1絆1耙Sch安warz cr爸iterion爸25.8568般5懊Log lik把elihood扮-384.45骯15鞍Han癌nan-Qui氨nn crit百

34、er.懊25.7933阿2藹F-stati斑stic伴3.30810愛9哎Dur背bin-Wat扮son sta般t哎0.12071白7柏Prob(F-胺statist笆ic)隘0.07965襖0擺由圖可以看出，班與翱的擬合優度是最霸大的，澳R-squar邦ed=0.96頒2474把。再做隘與澳和骯的回歸模型。霸表佰10凹：拔 敗被解釋變量按與皚和啊的最小二乘估計艾結果耙Depende扒nt Vari靶able: Y辦Method:壩 Least 隘Squares藹Date: 矮12/29/1矮1頒 Time襖: 18:47懊Sample:藹 1980 2案009疤Include瓣d obse

35、r罷vations版: 30氨Coeffic絆ient版Std. Er邦ror矮t-Stati胺stic巴Prob.白X1半1.96360愛7艾0.21818稗8佰8.99961盎7拌0.0000百X2擺1.39125藹3啊0.04605扒5扒30.2087熬8翱0.0000岸C稗-92084.埃42跋12611.8百5把-7.3014板23搬0.0000靶R-squar翱ed擺0.99061佰8鞍Mea百n depen鞍dent va鞍r耙85749.3扒1芭Adjuste稗d R-squ辦ared邦0.98992唉3傲S.D翱. depen翱dent va班r礙95692.8昂5愛S.E.

36、 of瓣 regres隘sion搬9606.08扒8奧Aka叭ike inf般o crite百rion搬21.2728絆2襖Sum squ藹ared re疤sid靶2.49E+0疤9吧Sch百warz cr啊iterion笆21.4129襖4熬Log lik背elihood柏-316.09傲23邦Han挨nan-Qui鞍nn crit瓣er.氨21.3176昂5胺F-stati芭stic氨1425.41罷1翱Dur按bin-Wat巴son sta爸t板0.95635捌7霸Prob(F-唉statist柏ic)安0.00000艾0拌再做跋與阿和阿、佰的回歸模型。半表耙11啊：絆 般被解釋變量癌與

37、笆和白、辦的最小二乘估計班結果懊Depende爸nt Vari盎able: Y爸Method:翱 Least 氨Squares疤Date: 隘12/29/1耙1瓣 Time扮: 18:51版Sample:稗 1980 2拜009皚Include笆d obser斑vations笆: 30凹Coeffic拜ient芭Std. Er暗ror板t-Stati隘stic埃Prob.拜X1挨1.93484昂0扳0.21599笆0百8.95799瓣7暗0.0000捌X2吧1.38255跋9稗0.04582把3八30.1716半9拔0.0000敖X3阿-379.26埃54斑280.899矮9叭-1.3501芭

38、80辦0.1886唉C邦-49822.愛31斑33676.5扮9版-1.4794辦34扒0.1510愛R-squar巴ed凹0.99123把3暗Mea班n depen襖dent va頒r叭85749.3扳1啊Adjuste案d R-squ案ared佰0.99022隘1拌S.D稗. depen俺dent va礙r愛95692.8奧5骯S.E. of按 regres佰sion哀9462.95扳1扳Aka辦ike inf霸o crite澳rion吧21.2717捌2挨Sum squ埃ared re百sid昂2.33E+0把9絆Sch擺warz cr隘iterion敗21.4585俺5胺Log lik

39、案elihood鞍-315.07礙58扳Han懊nan-Qui扮nn crit辦er.阿21.3314罷9澳F-stati哎stic扳979.846骯8拜Dur笆bin-Wat骯son sta瓣t艾1.17814半3埃Prob(F-啊statist骯ic)跋0.00000稗0 拌觀察胺與拌和扒最小二乘估計的懊擬合優度（凹R-squar鞍ed班 =拌0.99061擺8岸），與佰與癌最小二乘估計的把擬合優度（霸R-squar岸ed艾 =熬0.67351艾3拜）比較，變化明絆顯，說明岸對藹y敗的影響顯著。觀阿察挨與柏和靶、奧最小二乘估計的胺擬合優度（襖R-squar八ed案 =隘0.99123氨3按

40、），與斑與芭和熬最小二乘估計的疤擬合優度（翱R-squar安ed癌 =阿0.99061熬8背）比較，變化不按明顯，說明絆對皚y絆影響不顯著。 = 3 * GB3 芭罷序列相關性檢驗霸：暗方程含有截距項叭，因此，可以使疤用DW檢驗法來霸檢驗方程是否具俺有序列相關性。爸該模型中，樣本岸量n=30，解疤釋變量的個數為哀3個，查DW檢跋驗表知5%的上跋下界為dl=1笆.28，4-d骯l=2.72，背du=1.57襖，4-du=2耙.43，；1%暗的上下界為dl般=1.07，4扮-dl=2.9把3，du=1.絆34，4-du氨=2.66。白本模型的DW檢皚驗值為：DW=骯1.17814熬3般，在5%的水

41、平頒下，0DW八dl，落在正自靶相關區；在1%凹的水平下，dl襖DWdu，把落在無結論區，翱無法判斷。圖7 圖8稗由于DW值在5扮%的上下界條件凹下正自相關，說礙明模型存在序列百相關性，所以需扒要對模型進行修艾正。扳 (4)預測檢霸驗疤圖9：模型預測唉檢驗結果圖熬預測誤差MAP愛E=28.52澳734%，MA辦PE大于10，巴預測效果。巴通過參數估計和骯四級檢驗，得到柏的初始模型是：八t=半（芭-1.4794哎34拜）（懊8.95799靶7拌）（皚30.1716瓣9岸）（疤-1.3501鞍80藹）敖p=礙（襖0.1510般）唉 骯（般0.0000把）稗 隘（按0.0000奧）班 搬（般0.18

42、86百）靶R-squar叭ed=0.99邦1233 佰Adjuste哎d R-squ矮ared=0.捌990221哎2.3 建立修稗正模型WL安S巴加權最小二乘法敖估計模型系數建靶立模型能夠有效俺地消除模型的異埃方差性，同時也靶可以在一定程度靶上克服序列相關稗性，因此，使用扮WLS方法估計盎模型參數是修正案模型的常用方法懊。盎2.3.1熬 唉使用WLS法進岸行參數估計板表12：加權最辦小二乘法估計模柏型參數結果輸出拔表矮Depende艾nt Vari邦able: Y哎Method:挨 Least 扳Squares辦Date: 澳12/30/1傲1鞍 Time瓣: 13:09矮Sample:耙

43、1980 2艾009礙Include矮d obser安vations巴: 30百Weighti岸ng seri芭es: 1/R澳ESID2爸Coeffic氨ient霸Std. Er啊ror阿t-Stati辦stic皚Prob.澳X1暗1.70849案6把0.07599熬8佰22.4806邦9案0.0000背X2絆1.57496把9按0.05831矮5熬27.0077拌3絆0.0000礙X3壩-332.61拌86瓣13.9023翱7般-23.925隘32拔0.0000昂C暗-43825.昂71澳2255.91瓣5翱-19.427搬02皚0.0000絆Weighte癌d Stati伴stics白R

44、-squar礙ed啊0.99984稗1矮Mea伴n depen扳dent va礙r扒14463.3八4班Adjuste阿d R-squ盎ared柏0.99982扳3耙S.D昂. depen敗dent va頒r岸31652.8礙5挨S.E. of爸 regres澳sion百253.330案4俺Aka愛ike inf般o crite班rion氨14.0308版3安Sum squ半ared re艾sid翱1668584胺.巴Sch扒warz cr扮iterion挨14.2176啊6皚Log lik案elihood案-206.46背25絆Han佰nan-Qui皚nn crit澳er.拜14.0906壩

45、0半F-stati胺stic柏54656.0白7懊Dur百bin-Wat佰son sta阿t唉1.06333阿7把Prob(F-骯statist辦ic)板0.00000藹0奧Unweigh把ted Sta板tistics頒R-squar芭ed唉0.98055般5跋Mea艾n depen安dent va礙r背85749.3挨1癌Adjuste柏d R-squ暗ared跋0.97831氨1按S.D鞍. depen伴dent va癌r岸95692.8笆5挨S.E. of隘 regres霸sion半14092.9八1扒Sum背 square哀d resid懊5.16E+0版9昂Durbin-扒Wats

46、on 拔stat稗0.70865叭4懊2.3.2吧 對修正模型進暗行檢驗靶要對使用加權最按小二乘法估計參氨數建立的新模型疤進行包括經濟意鞍義檢驗、統計檢傲驗、計量經濟學伴檢驗、預測檢驗胺在內的四級檢驗哀。熬(1)經濟意義埃檢驗敗解釋變量的系數凹分別為阿1=捌1.70849傲6隘、頒2=把1.57496暗9頒。兩個解釋變量瓣系數均為正，符班合被解釋變量與拌解釋變量之間的暗正相關關系，符扮合解釋變量增長伴帶動被解釋變量壩增長的經濟實際熬，與現實經濟意邦義相符；頒3=伴-332.61啊86巴，礙符合被解釋變量班與解釋變量之間芭的正相關關系，百所以模型通過經唉濟意義檢驗。對百于常數項的意義懊將在模型經

47、濟意扮義的分析中討論班。岸(2)統計檢驗拌（顯著水平1%八） = 1 * GB3 巴藹擬合優度檢驗：盎R敖2案檢驗，R-sq拌uared=扳0.99984奧1哎；Adjust熬ed R-sq唉uared=版0.99982凹3澳；可見擬合優度傲較初始使用OL按S法估計建立的壩模型有所改善，頒擬和優度相當高扮，新方程擬和得扒很理想。 = 2 * GB3 愛埃變量的顯著性檢板驗：t檢驗，挨表13：WLS笆模型系數顯著性安檢驗，t檢驗結癌果安Coeffic瓣ient捌Std. Er斑ror奧t-Stati疤stic白Prob.百X1昂1.70849隘6敗0.07599絆8吧22.4806百9氨0.00

48、00罷X2哀1.57496耙9搬0.05831礙5班27.0077爸3八0.0000氨X3礙-332.61矮86愛13.9023癌7爸-23.925巴32氨0.0000斑C搬-43825.柏71白2255.91愛5拜-19.427傲02絆0.0000哎所有系數的t檢佰驗伴隨概率均遠版遠小于5%，所百以，解釋變量的辦系數顯著不為零熬，通過顯著性檢按驗，常數項同時氨也通過顯著性檢矮驗，保留在模型昂當中不必剔除。 = 3 * GB3 拜斑方程的顯著性檢按驗：F檢驗，方隘程總體顯著性檢邦驗的伴隨概率小跋于0.0000凹0，方程在很高叭的置信水平下顯阿著成立，具有經暗濟意義。拔(3)計量經濟跋學檢驗襖方

49、程通過經濟意盎義檢驗和統計檢奧驗，下面進行居奧于計量經濟學模背型檢驗核心的計擺量經濟學檢驗。 = 1 * GB3 擺澳異方差性檢驗：背下面用Whit扳e異方差檢驗法罷準確檢驗新方程氨的異方差性，分藹別選擇不帶有交敖叉項和帶有交叉百項的White傲檢驗。得到下面敗的檢驗結果：半表14：不帶有柏交叉項的Whi癌te異方差檢驗安Heteros頒kedasti捌city Te辦st: Whi般te盎F-stati絆stic絆4.55E+2岸9辦Pro拜b. F(2,罷27)傲0.0000白Obs*R-s礙quared矮30.0000癌0襖Pro凹b. Chi-拔Square(白2)昂0.0000叭Sc

50、aled 礙explain笆ed SS隘0.00071癌3吧Pro盎b. Chi-拌Square(挨2)暗0.9996藹Test Eq頒uation:骯Depende半nt Vari鞍able: W板GT_RESI昂D2版Method:斑 Least 按Squares班Date: 擺12/30/1斑1叭 Time矮: 13:41百Sample:阿 1980 2耙009奧Include扳d obser啊vations挨: 30胺Colline斑ar test癌 regres凹sors dr骯opped f懊rom spe吧cificat拔ion壩Coeffic熬ient吧Std. Er礙ror案

51、t-Stati皚stic般Prob.扳C隘4.57E-1拌3盎4.80E-1熬3吧0.95054疤5鞍0.3503阿WGT稗85.7113敖1疤2.22E-1案2隘3.85E+1埃3案0.0000叭WGT2懊2.06E-1奧1班7.73E-1疤4版267.272奧9跋0.0000澳R-squar氨ed吧1.00000吧0耙Mea胺n depen凹dent va叭r斑85.7113吧1頒Adjuste班d R-squ鞍ared扒1.00000壩0奧S.D昂. depen哎dent va版r拔450.175辦4暗S.E. of按 regres搬sion盎2.54E-1隘2敗Aka罷ike inf哀

52、o crite霸rion襖-50.463埃74愛Sum squ跋ared re阿sid埃1.74E-2扮2罷Sch柏warz cr啊iterion艾-50.323唉62拜Log lik斑elihood熬759.956般1疤Han瓣nan-Qui板nn crit懊er.扒-50.418扒92瓣F-stati啊stic襖4.55E+2阿9礙Dur昂bin-Wat暗son sta氨t氨2.06714柏9敗Prob(F-拜statist絆ic)斑0.00000斑0癌表15：帶有交俺叉項的Whit礙e異方差檢驗挨Heteros般kedasti靶city Te捌st: Whi暗te敗F-stati把sti

53、c奧4.55E+2扮9傲Pro捌b. F(2,阿27)班0.0000斑Obs*R-s扮quared癌30.0000艾0皚Pro襖b. Chi-疤Square(暗2)巴0.0000稗Scaled 白explain稗ed SS八0.00071白3阿Pro隘b. Chi-頒Square(絆2)阿0.9996跋Test Eq挨uation:懊Depende柏nt Vari盎able: W襖GT_RESI愛D2挨Method:按 Least 板Squares吧Date: 般12/30/1擺1熬 Time靶: 13:42唉Sample:拌 1980 2岸009翱Include鞍d obser吧vation

54、s板: 30稗Colline哀ar test敖 regres唉sors dr伴opped f柏rom spe柏cificat柏ion俺Coeffic埃ient芭Std. Er啊ror安t-Stati熬stic百Prob.襖C襖4.57E-1搬3白4.80E-1搬3挨0.95054礙5辦0.3503傲WGT半85.7113辦1岸2.22E-1愛2斑3.85E+1哎3骯0.0000吧WGT2霸2.06E-1搬1捌7.73E-1扮4傲267.272柏9壩0.0000稗R-squar哀ed阿1.00000芭0捌Mea暗n depen敖dent va敖r疤85.7113案1芭Adjuste按d R-sq

55、u吧ared叭1.00000白0案S.D佰. depen霸dent va俺r矮450.175辦4擺S.E. of班 regres鞍sion伴2.54E-1俺2昂Aka百ike inf霸o crite扒rion柏-50.463俺74佰Sum squ敗ared re襖sid白1.74E-2拌2挨Sch靶warz cr埃iterion芭-50.323柏62百Log lik板elihood八759.956疤1奧Han骯nan-Qui搬nn crit頒er.佰-50.418按92芭F-stati襖stic版4.55E+2吧9懊Dur稗bin-Wat佰son sta絆t把2.06714板9骯Prob(F-

56、絆statist敗ic)頒0.00000搬0傲使用White敗異方差檢驗法，芭不論是否帶有交敗叉項，均在很高懊的的置信水平下板接受方程不存在邦異方差性的原假哎設，使用加權最胺小二乘法估計模安型參數幾乎完全把消除了初始方程骯的異方差性。 = 2 * GB3 辦扳多重共線性檢驗氨：昂用逐步回歸法檢把驗如下：骯以熬為被解釋變量，安逐個引入解釋變矮量案、般、骯，構成回歸模型阿，進行模型估計奧。傲表壩16 哎被解釋變量爸與按最小二乘估計結敖果靶Depende辦nt Vari柏able: Y艾Method:把 Least 八Squares哀Date: 昂12/30/1罷1暗 Time按: 13:49唉Sa

57、mple:白 1980 2隘009哀Include案d obser盎vations爸: 30按Weighti半ng seri案es: 1/R叭ESID2瓣Coeffic頒ient按Std. Er辦ror愛t-Stati礙stic哀Prob.百X1傲6.27177扮4白0.15314擺2頒40.9540艾2百0.0000版C靶-311439耙.0鞍7873.86礙2疤-39.553般53版0.0000熬Weighte哀d Stati巴stics胺R-squar鞍ed扮0.98358澳0澳Mea拌n depen笆dent va搬r罷22359.8癌0背Adjuste敖d R-squ跋ared愛0.

58、98299哀4澳S.D爸. depen奧dent va辦r瓣56275.6啊8奧S.E. of把 regres扳sion拌5204.58芭1案Aka傲ike inf佰o crite矮rion翱20.0168挨1絆Sum squ稗ared re愛sid暗7.58E+0班8鞍Sch靶warz cr啊iterion白20.1102稗2哎Log lik敗elihood暗-298.25胺21扮Han埃nan-Qui唉nn crit把er.氨20.0466藹9哀F-stati癌stic熬1677.23澳2拌Dur奧bin-Wat埃son sta罷t礙1.13701翱3把Prob(F-班statist挨ic

59、)鞍0.00000鞍0敖Unweigh癌ted Sta氨tistics奧R-squar白ed暗0.66992哀1巴Mea唉n depen俺dent va俺r鞍85749.3矮1百Adjuste唉d R-squ案ared愛0.65813吧2盎S.D哀. depen胺dent va般r艾95692.8靶5白S.E. of跋 regres安sion把55951.1班0懊Sum辦 square壩d resid哎8.77E+1哀0罷Durbin-辦Watson 襖stat柏0.09403鞍1癌表藹17 班被解釋變量癌與扮最小二乘估計結叭果頒Depende頒nt Vari矮able: Y皚Method:案

60、 Least 氨Squares澳Date: 昂12/30/1把1安 Time扮: 13:54稗Sample:耙 1980 2笆009叭Include板d obser癌vations伴: 30翱Weighti般ng seri捌es: 1/R氨ESID2把Coeffic澳ient藹Std. Er跋ror哎t-Stati矮stic艾Prob.扮X2挨2.21673癌8捌4.32E-1昂0奧5.13E+0百9俺0.0000藹C挨3356.82骯7敖1.35E-0盎6扒2.49E+0哀9愛0.0000罷Weighte昂d Stati癌stics半R-squar礙ed澳1.00000笆0佰Mea板n de