促進(jìn)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素分析-資料下載頁
2025-08-12 19:21本頁面
【導(dǎo)讀】部的一個(gè)省，也將抓住機(jī)遇積極發(fā)展經(jīng)濟(jì)。近年來內(nèi)蒙經(jīng)濟(jì)在全區(qū)的結(jié)構(gòu)調(diào)整和西部大。發(fā)揮怎樣才能使內(nèi)蒙古更好更快地發(fā)展起來呢？在經(jīng)濟(jì)建設(shè)中又應(yīng)當(dāng)注重哪些方面。下面我對(duì)其影響經(jīng)濟(jì)的幾個(gè)因素進(jìn)行了分析。其中：Y代表地區(qū)生產(chǎn)總值，X1代表社會(huì)消費(fèi)品零售總額，X2代表基本建設(shè)投資，資額,X6代表教育事業(yè)投資總額。表1的各估計(jì)量的t檢驗(yàn)都不顯著，而f檢驗(yàn)顯著，說明存在多重共線性。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出。將其余解釋變量逐一代入上式結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出擬合效。這兩部分進(jìn)行回歸，記錄其殘差平方和。的殘差平方和為E2=。著性水平&=下查F表的臨界值F(5,5)=。因?yàn)镕*>F,表明誤差項(xiàng)存在異方差。由表可知：過程階數(shù)P=1時(shí)為最佳。此時(shí)Obs*R-squared=，在給定的。顯著性水平&=Obs*R-squared<臨界值,所以用arch檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)該模型無異方差。綜合考慮以上檢驗(yàn)，判定存在異方差。（arch檢驗(yàn)用于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的
【正文】 e Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C RGPI I RCPI GINI Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) Rsave=+*rgpi+*i+*rcpi+*gini. 模型的檢驗(yàn) 該模型可以通過初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)，系數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論。 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) R 值為 ，校正后的 R 值為 ，模型的擬合情況較好。 F檢驗(yàn)的值為 ，整個(gè)模型對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)影響是顯著的。 11 計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn) 多重共線性的檢驗(yàn) 從 F 值可知此模型整體顯著，但是分析各個(gè)變量后發(fā)現(xiàn) RGPI 和 RCPI不顯著，可能存在多重共線性，運(yùn)用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄 RCPI 這個(gè)變量，重新做回歸 分析得到： rsave= rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b4*gini+u Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C RGPI I GINI Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 從新模型的整體效果來看， R 值和 F 值都很好，而且各個(gè)變量的 t 統(tǒng)計(jì)量也表明各個(gè)變量對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)都有顯著影響。 因此 rsave= +*rgpi+*i+*gini 異方差性檢驗(yàn) 我們來對(duì)新模型進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn)，運(yùn)用 white 檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果： White Heteroskedasticity Test: Fstatistic Probability Obs*Rsquared Probability Obs*Rsquared 的計(jì)算結(jié)果是 ，由于選用的沒有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以自由度為 7，在 的顯著水平下，查表得 ? （ 7） =〉，所以拒絕原假設(shè)，即該模型不存在異 方差性。 自相關(guān)性的檢驗(yàn) 在這里我們僅僅檢驗(yàn)下一階自相關(guān)性 12 從上表可知 DW 值為 ，且樣本容量 n=24，有三個(gè)解釋變量的條件下，給定顯著性水平 ? =，查 D— W表得， dl =,du =,這時(shí)有 du dw=4 du ,表明不存在一階自相關(guān)。 結(jié)論 統(tǒng)計(jì)報(bào)告 從上面的計(jì)量分析中我們最后得到我國城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄存款模型： rsave= +*rgpi+*i+*gini () () () () t= () () () () adjusted R2= df=20 F= DW= 實(shí)證研究結(jié)論 從上述模型中我們可以看出： 城鎮(zhèn)居民的收入增長(zhǎng)率變化對(duì)居民的儲(chǔ)蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲(chǔ)蓄率對(duì)收入增長(zhǎng)率的彈性為 , 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化 1%，儲(chǔ)蓄率同方向變化 %。 利率變動(dòng)對(duì)實(shí)際的儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響并不是十分的重要，彈性僅為。這方面有很多的原因，其中對(duì)未來預(yù)期的不確定性是一個(gè)很重要的原因，尤其是 1998 年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲(chǔ)蓄傾向受預(yù) 期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲(chǔ)蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。 基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響非常大，彈性達(dá)到了 。這里可以看出，收入分配的均等程度對(duì)儲(chǔ)蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲(chǔ)蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。 對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的政策建議 基于基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對(duì)分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對(duì)低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實(shí)際的對(duì)稅收領(lǐng)域進(jìn)行改革，縮小社會(huì)的貧富差距。 13 模型的不足 在實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，人們的預(yù)期對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是非 常明顯的。由于這方面的影響很難用數(shù)據(jù)來描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預(yù)期對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。
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