三大產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析(編輯修改稿)
2024-07-13 21:03 本頁(yè)面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 : β2=β3=β4=0 H1: βββ不全為零 在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量F= (ESS/(k1))/(RSS/(nk))=而在α=,n=33,k=4時(shí)，(3,29)=＜，由此可知，應(yīng)拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，即三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)GDP的增長(zhǎng)有顯著影響。3）t檢驗(yàn)H0: βi=0 （i=1,2,3,4） H1: βi≠0 （i=1,2,3,4）在H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量ti=( βi)/SE(i)當(dāng)βi =0時(shí)，tβ2= ，tβ3=，tβ4=；在α=,n=33,k=4時(shí)，(29)=,得tβi＞(29)=,則拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即認(rèn)為βi顯著不為0 ，說(shuō)明回歸方程顯著，即三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)GDP的增長(zhǎng)有顯著影響。（二）多重共線性檢驗(yàn)在這里采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法，運(yùn)用Eviews軟件，得出XXX4的相關(guān)系數(shù)矩陣，如表3所示:表3： XXX4的相關(guān)系數(shù)矩陣X2X3X4X2X3X4一般而言，如果兩個(gè)解釋變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)比較高，則可認(rèn)為存在著較嚴(yán)重的多重共線性。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)比較低，且從P值來(lái)看，P值很顯著，所以該模型不存在多重共線性。(三）異方差性檢驗(yàn)及修正在這里采用White檢驗(yàn)法檢驗(yàn)，運(yùn)用Eviews軟件，得出如表4所示結(jié)果表4：異方差檢驗(yàn)從表4可以看出，nR2=，由White檢驗(yàn)知，在α=，查分布表，(9）=,比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=＞(9）=，所以拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明模型中隨機(jī)誤差存在異方差。因?yàn)榇嬖诋惙讲睿覀冃枰獙?duì)異方差性進(jìn)行修正。運(yùn)用加權(quán)最小二乘法（WLS）估計(jì)，我們分別采用權(quán)數(shù)w1t=1/Xt、w2t=1/Xt^w3t=1/sqr(Xt),經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)w1=1/X2的效果最好，下面僅給出用權(quán)數(shù)w1=1/X2的結(jié)果（表5）表5： 用權(quán)數(shù)W1的結(jié)果= + + + () () () () t=() () () ()= = F= df=29可以看出運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著，這一估計(jì)結(jié)果比原先的結(jié)論更為接近真實(shí)情況。（四）自相關(guān)檢驗(yàn)及修正對(duì)于樣本容量為33，四個(gè)解釋變量的
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