我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系分析.docx
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我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系分析
我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系分析
我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系分析
本文旨在对我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系进行计量分析。
首先我们对已有的部分关于固定资产投资的观点和评论进行了评述;然后再收集的数据的基础上利用EViews软件进行了计量分析,从数据本身出发验证了两者的因果关系,并寻求设定合理的经济关系模型;接着运用软件对设定的模型进行了参数估计,检验及修正;最后我们利用所得的结果进行了经济预测以评估所得结果的价值并对结果本身提出了政策意见。
一问题的提出
我国自改革开放以来已保持了国民经济20多年的快速增长,GDP年均增长率在10%以上,如此高的增长速度不经要引起人们对其增长动力或原因的兴趣。
今年来关于投资,消费和出口“三驾马车”拉动经济增长的理论较为突出。
尤其是进入90年代后直到90年代末到新世纪最近几年,不论是学术界还是公众媒体都对固定资产投资的高增长表现出不同程度的担忧,因而才引出关于经济软着陆和怎样减少固定资产投资的讨论。
那么,究竟固定资产投资同GDP之间的
198916909.204410.400
199018547.904517.000
199121617.805594.500
199226638.108080.100
199334634.4013072.30
199446759.4017042.94
199558478.1020019.26
199667884.6022974.03
199774462.6024941.10
199878345.2028406.17
199982067.5029854.71
200089468.1032917.73
200197314.8037213.49
2002104790.643499.91
2003117251.955566.61
2004136515.070072.71
三数据分析
由于相关数据为时间序列,很可能为非平稳序列,直接回归可能造成伪回归。
因此对两时间序列进行平稳性检验,方法为ADF检验。
EViews5默认情况下检验结果如下:
GDP的ADF检验
NullHypothesis:
GDPhasaunitroot
Exogenous:
Constant
LagLength:
2(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)
t-StatisticProb.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic2.5889251.0000
Testcriticalvalues:
1%level-3.737853
5%level-2.991878
10%level-2.635542
*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(GDP)
Method:
LeastSquares
Date:
05/28/05Time:
16:
45
Sample(adjusted):
19812004
Includedobservations:
24afteradjustments
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
GDP(-1)0.0457720.0176802.5889250.0175
D(GDP(-1))1.3275620.2171506.1135740.0000
D(GDP(-2))-0.7328310.231507-3.1654850.0049
C399.8333664.79320.6014400.5543
R-squared0.851066Meandependentvar5499.883
AdjustedR-squared0.828726S.D.dependentvar4860.139
S.E.ofregression2011.383Akaikeinfocriterion18.20204
Sumsquaredresid80913219Schwarzcriterion18.39839
Loglikelihood-214.4245F-statistic38.09586
Durbin-Watsonstat2.019994Prob(F-statistic)0.000000
FAI的ADF检验
NullHypothesis:
FAIhasaunitroot
Exogenous:
Constant
LagLength:
6(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)
t-StatisticProb.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic4.2612021.0000
Testcriticalvalues:
1%level-3.808546
5%level-3.020686
10%level-2.650413
*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(FAI)
Method:
LeastSquares
Date:
05/28/05Time:
16:
48
Sample(adjusted):
19852004
Includedobservations:
20afteradjustments
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
FAI(-1)0.2595730.0609154.2612020.0011
D(FAI(-1))0.7625700.2319303.2879250.0065
D(FAI(-2))-0.2729570.300382-0.9086990.3814
D(FAI(-3))-0.7451330.292414-2.5482100.0255
D(FAI(-4))-0.6089930.290971-2.0929660.0583
D(FAI(-5))0.7392930.3387122.1826550.0497
D(FAI(-6))-1.2579950.331724-3.7922980.0026
C189.1530376.01380.5030480.6240
R-squared0.956233Meandependentvar3411.991
AdjustedR-squared0.930703S.D.dependentvar3814.703
S.E.ofregression1004.198Akaikeinfocriterion16.95094
Sumsquaredresid12100974Schwarzcriterion17.34923
Loglikelihood-161.5094F-statistic37.45431
Durbin-Watsonstat2.303034Prob(F-statistic)0.000000
由上述结果可以看到两序列的ADF统计量均大于5%水平下的临界值,因而不能拒绝原假设,序列为非平稳序列。
由于两序列均为非平稳序列,因而需要进行两序列协整的检验,否则其回归将是没有意义的。
协整检验第一步,对两序列运用OLS法进行简单一元回归,得到回归参数估计和残差序列。
回归结果:
DependentVariable:
GDP
Method:
LeastSquares
Date:
05/30/05Time:
02:
57
Sample:
19782004
Includedobservations:
27
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C7569.4842054.4443.6844450.0011
FAI2.1573120.08369625.775560.0000
R-squared0.963736Meandependentvar42756.36
AdjustedR-squared0.962285S.D.dependentvar41079.01
S.E.ofregression7977.694Akaikeinfocriterion20.87787
Sumsquaredresid1.59E+09Schwarzcriterion20.97386
Loglikelihood-279.8513F-statistic664.3797
Durbin-Watsonstat0.288516Prob(F-statistic)0.000000
残差序列
Lastupdated:
05/30/05-02:
57
1978-5628.519
1979-5356.801
1980-5016.780
1981-4780.261
1982-4929.141
1983-3483.656
1984-4352.621
1985-4091.560
1986-4099.393
1987-3786.865
1988-2896.615
1989-174.8939
19901233.837
19911979.233
19921637.317
1993-1136.117
19942422.972
19957720.820
199610752.96
199713087.37
19989494.736
199910092.08
200010884.79
20019464.196
20023378.225
2003-10192.12
2004-22223.20
协整检验第二步,运用ADF法检验残差序列平稳性从而检验两序列是否存在协整。
残差序列ADF检验
NullHypothesis:
EThasaunitroot
Exogenous:
Constant
LagLength:
5(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)
t-StatisticProb.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.7308540.0113
Testcriticalvalues:
1%level-3.788030
5%level-3.012363
10%level-2.646119
*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D(ET)
Method:
LeastSquares
Date:
05/30/05Time:
03:
25
Sample(adjusted):
19842004
Includedobservations:
21afteradjustments
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
ET(-1)-0.3704680.099298-3.7308540.0022
D(ET(-1))0.9620630.1628165.9088960.0000
D(ET(-2))0.4618810.2884971.6009930.1317
D(ET(-3))0.2454610.2770220.8860710.3905
D(ET(-4))0.3073360.2722551.1288530.2779
D(ET(-5))1.2036760.2856654.2135920.0009
C-1293.088582.6998-2.2191320.0435
R-squared0.846063Meandependentvar-892.3584
AdjustedR-squared0.780090S.D.dependentvar4690.288
S.E.ofregression2199.491Akaikeinfocriterion18.49104
Sumsquaredresid67728663Schwarzcriterion18.83922
Loglikelihood-187.1559F-statistic12.82436
Durbin-Watsonstat1.764056Prob(F-statistic)0.000055
由结果显示残差序列的ADF统计量小于5%水平下的临界值,因而不能拒绝原假设残差序列是平稳的,因而就有两序列间存在协整。
也证实了两序列间存在长期稳定关系。
由于两序列被证实存在长期稳定关系,进一步检验GDP同固定资产投资间因果关系及程度。
采用检验方法为Granger检验。
调整滞后长度为2-5,得到如下结果。
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
05/30/05Time:
03:
33
Sample:
19782004
Lags:
2
NullHypothesis:
ObsF-StatisticProbability
GDPdoesnotGrangerCauseFAI251.510060.24503
FAIdoesnotGrangerCauseGDP12.80150.00026
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
05/30/05Time:
03:
34
Sample:
19782004
Lags:
3
NullHypothesis:
ObsF-StatisticProbability
GDPdoesnotGrangerCauseFAI240.609660.61786
FAIdoesnotGrangerCauseGDP6.405750.00422
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
05/30/05Time:
03:
34
Sample:
19782004
Lags:
4
NullHypothesis:
ObsF-StatisticProbability
GDPdoesnotGrangerCauseFAI230.439050.77841
FAIdoesnotGrangerCauseGDP4.745510.01249
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
05/30/05Time:
03:
34
Sample:
19782004
Lags:
5
NullHypothesis:
ObsF-StatisticProbability
GDPdoesnotGrangerCauseFAI223.056270.05695
FAIdoesnotGrangerCauseGDP3.697200.03297
对上述结果总结如下:
滞后长度m=nGranger因果性F值P值结论
2GDP->FAI1.510060.24503拒绝
FAI->GDP12.80150.00026不拒绝
3GDP->FAI0.609660.61786拒绝
FAI->GDP6.405750.00422不拒绝
4GDP->FAI0.439050.77841拒绝
FAI->GDP4.745510.01249不拒绝
5GDP->FAI3.056270.05695不拒绝
FAI->GDP3.69720.03297不拒绝
可见GDP与固定资产投资存在明显的因果关系,受制于序列的不平稳才使得结论看上去仍受滞后长度的影响。
。
四模型设定,参数估计与检验
由数据分析可知,GDP与固定资产投资不但存在长期稳定关系更存在因果关系。
因此可设定初步模型为:
GDP=C+β1*FAI+u
应用OLS法进行参数估计。
得到如下结果:
DependentVariable:
GDP
Method:
LeastSquares
Date:
05/31/05Time:
14:
13
Sample:
19782004
Includedobservations:
27
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C7569.4842054.4443.6844450.0011
FAI2.1573120.08369625.775560.0000
R-squared0.963736Meandependentvar42756.36
AdjustedR-squared0.962285S.D.dependentvar41079.01
S.E.ofregression7977.694Akaikeinfocriterion20.87787
Sumsquaredresid1.59E+09Schwarzcriterion20.97386
Loglikelihood-279.8513F-statistic664.3797
Durbin-Watsonstat0.288516Prob(F-statistic)0.000000
a经济意义检验:
由经济理论以及此前的因果检验可知固定资产投资与GDP存在长期稳定的正线性关系,模型估计与此相符。
b统计推断检验:
可决系数为0.963736,模型拟合情况较理想。
T统计量为25.77556而显著水平0.05下临界值为2.060因此T统计量显著。
说明参数估计是显著的,固定资产投资对GDP有显著影响。
F统计量为664.3797,0.05显著水平下临界值为3.33,因此F统计量也是显著的。
说明模型设定也是显著的。
c计量经济检验
1多重共线性检验。
由于是一元回归不存在多重共线性问题,无须检验。
2异方差检验。
ARCH检验,设定滞后期为3得到如下结果
ARCHTest:
F-statistic10.08751Probability0.000294
Obs*R-squared14.45014Probability0.002352
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
05/31/05Time:
14:
53
Sample(adjusted):
19812004
Includedobservations:
24afteradjustments
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C9059274.203799130.4445200.6614
RESID^2(-1)1.8209830.4217534.3176530.0003
RESID^2(-2)-2.1438680.567807-3.7756970.0012
RESID^2(-3)1.4886240.4913053.0299390.0066
R-squared0.602089Meandependentvar62731107
AdjustedR-squared0.542403S.D.dependentvar1.04E+08
S.E.ofregression70486751Akaikeinfocriterion39.13076
Sumsquaredresid9.94E+16Schwarzcriterion39.32710
Loglikelihood-465.5691F-statistic10.08751
Durbin-Watsonstat1.787900Prob(F-statistic)0.000294
比较obj*R2=14.45014>显著程度0.05,自由度P=3时的λ临界值7.81473。
因此决绝原假设,判断模型误差项存在异方差。
3自相关检验。
由此前回归结果可知D-W统计量为0.288516。
给定显著水平0.05,查D-W表n=27,k=1得下限临界值为1.316,上限临界值为1.469。
而0.288516<下限1.316因此模型误差项存在一阶自相关。
五模型修正
(一)异方差修正
WLS估计法。
生成权数w=1/fai的估计结果为
DependentVariable:
GDP
Method:
LeastSquares
Date:
05/31/05Time:
15:
16
Sample:
19782004
Includedobservations:
27
Weightingseries:
1/FAI
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C1984.233211.10949.3990780.0000
FAI2.7579950.10987425.101510.0000
WeightedStatistics
R-squared0.779430Meandependentvar10214.52
AdjustedR-squared0.770607S.D.dependentva
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- 我国 改革开放 以来 固定资产 投资 GDP 关系 分析