促進內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的因素分析-資料下載頁
2025-08-12 19:21本頁面
【導讀】部的一個省，也將抓住機遇積極發(fā)展經(jīng)濟。近年來內(nèi)蒙經(jīng)濟在全區(qū)的結構調(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)濟建設中又應當注重哪些方面。下面我對其影響經(jīng)濟的幾個因素進行了分析。其中：Y代表地區(qū)生產(chǎn)總值，X1代表社會消費品零售總額，X2代表基本建設投資，資額,X6代表教育事業(yè)投資總額。表1的各估計量的t檢驗都不顯著，而f檢驗顯著，說明存在多重共線性。結合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出。將其余解釋變量逐一代入上式結合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效。這兩部分進行回歸，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)=。因為F*>F,表明誤差項存在異方差。由表可知：過程階數(shù)P=1時為最佳。此時Obs*R-squared=，在給定的。顯著性水平&=Obs*R-squared<臨界值,所以用arch檢驗方法檢驗該模型無異方差。綜合考慮以上檢驗，判定存在異方差。（arch檢驗用于時間序列數(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 該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。 統(tǒng)計檢驗 R 值為 ，校正后的 R 值為 ，模型的擬合情況較好。 F檢驗的值為 ，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。 11 計量經(jīng)濟檢驗 多重共線性的檢驗 從 F 值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發(fā)現(xiàn) RGPI 和 RCPI不顯著，可能存在多重共線性，運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，而且各個變量的 t 統(tǒng)計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。 因此 rsave= +*rgpi+*i+*gini 異方差性檢驗 我們來對新模型進行異方差性的檢驗，運用 white 檢驗，得到如下結果： White Heteroskedasticity Test: Fstatistic Probability Obs*Rsquared Probability Obs*Rsquared 的計算結果是 ，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，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，即該模型不存在異 方差性。 自相關性的檢驗 在這里我們僅僅檢驗下一階自相關性 12 從上表可知 DW 值為 ，且樣本容量 n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著性水平 ? =，查 D— W表得， dl =,du =,這時有 du dw=4 du ,表明不存在一階自相關。 結論 統(tǒng)計報告 從上面的計量分析中我們最后得到我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款模型： rsave= +*rgpi+*i+*gini () () () () t= () () () () adjusted R2= df=20 F= DW= 實證研究結論 從上述模型中我們可以看出： 城鎮(zhèn)居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為 , 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化 1%，儲蓄率同方向變化 %。 利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是 1998 年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預 期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。 基尼系數(shù)對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了 。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。 對宏觀經(jīng)濟的政策建議 基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距。 13 模型的不足 在實際經(jīng)濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非 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期對儲蓄率的影響。
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