用Eviews分析計量經(jīng)濟(jì)學(xué)問題

計量經(jīng)濟(jì)學(xué)案例分析

一、問題背景

高新區(qū)自開始設(shè)立至今短短十多年的時間，以其驚人的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度為世人所關(guān)注。隨

著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的逐步轉(zhuǎn)變，高新區(qū)已經(jīng)成為我國依靠科技進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟(jì)社

會發(fā)展、走中國特色自主創(chuàng)新道路的一面旗幟。“十二五”時期，面對新的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，國

家高新區(qū)應(yīng)注重提升五種能力，努力成為加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的排頭兵。為了探索高新經(jīng)

濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律性，本文采用截面數(shù)據(jù)對高新區(qū)的投入產(chǎn)出進(jìn)行分析，力求能夠增進(jìn)對高

新區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的了解，對高新區(qū)的進(jìn)一步發(fā)展有所幫助，

二、模型設(shè)定

本文研究的是高新區(qū)投入對產(chǎn)出的影響，所以本模型的被解釋變最Y即為高新區(qū)的產(chǎn)出。

就目前對高新區(qū)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計來看，反映高新區(qū)產(chǎn)出的主要有“工業(yè)總產(chǎn)值”、“工業(yè)增加值”、

”技工貿(mào)總收入”、“利潤”和“上繳稅額”幾個總量指標(biāo)。按照生產(chǎn)函數(shù)理論，產(chǎn)出利用增

加值，所以模型中我們將使用“工業(yè)增加值”指標(biāo)數(shù)據(jù)來估計各高新區(qū)的總產(chǎn)出。

從高新區(qū)的投入來看，對產(chǎn)出有重要影響的因素主要包括以下幾個方面：

資本K,勞動力L,技術(shù)投入T,此外，體制改革，管理模式創(chuàng)新也可以看作是投入的要

素，但因其不可量化，因此歸入模型的擾動項中。

這樣，按照科布道格拉斯形式的生產(chǎn)函數(shù)，我們設(shè)定函數(shù)形式為：

Y=AKaLPTyu兩邊取自然對數(shù)得：lny=lnA+alnK+/lnL+ylnT+ln〃

其中，資本數(shù)據(jù)K我們利用的是當(dāng)年的年末凈資產(chǎn)來讓行估計，即當(dāng)年年末資產(chǎn)減去當(dāng)年

年末負(fù)債后得到的數(shù)據(jù)；用當(dāng)年年末從業(yè)人員來估計勞動力L；用當(dāng)年技術(shù)研發(fā)投入來估計

技術(shù)投入T。數(shù)據(jù)選用的是截面數(shù)據(jù)。

從《國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)十年發(fā)展報告（1991—2060年）》得到1999年全國53個高新

區(qū)各項指標(biāo)統(tǒng)計數(shù)據(jù)：

工業(yè)增加值（千年末從業(yè)人員（人）技術(shù)開發(fā)費(fèi)（千

園區(qū)凈資產(chǎn)（千元）K

元）YL元）T

北京246422

天津41383L21069701004739

石家莊1428436842719440404437677

保定132016955640453574378798

太原12613L1475583339469254922

包頭87706237985401979356816

沈陽383569421547525425

大連2099833992282261713328710

鞍山591469207315037000258620

長春492486568709257492

吉林4325561742820361351316823

哈爾濱240547775107339757

大慶80428722817011589650146

上海880792499908

南京641045150233419102

常州289866129079150004

蘇州5428770964089658648445165

無錫3755550862637030682533272

杭州2539237616099720242202201

合肥1842286563467337381133020

福州2482912399254420780127868

廈門1406424199084418402171360

南昌1448054449569121983157784

濟(jì)南1581236579104834213179615

青島59950278229987502371230157

淄博302336379898854093285359

濰坊55311239521051511548945

威海1841129250401032664105964

鄭州2285660593963827884314905

洛陽1151710295299337360101404

武漢550907065863609012

襄樊1571089443071336513248948

長沙427607647490626298

株州102024826600991700762822

廣州1431795661853923606896296

深圳6447963412281236052

珠海8483881175936100329600

惠州1981620166704420682166067

中山1329899447472648496120769

佛山4106494792522419920454169

南寧11858732054164157272G3017

桂林107815325501022267071095

?？?656031851072442764784

成都314880443598676698

重慶2424284570317176270200308

綿陽345942475634234270342100

貴陽738779331004624310219864

昆明76592750336911895571740

西安417068280474502907

寶雞880708313218728169110269

蘭州663520252026918548195983

烏魯木齊260934115951477819071

楊凌5491941222019802581

三、模型估計

用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析，得到如下結(jié)果:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:13/12/11Time:19:31

Sample:153

Includedobservations:53

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C

LNK

LNL

LNT

R-squaredMeandependent

var

AdjustedR-squared.dependentvar

.ofregressionAkaikeinfocritelon

SumsquaredresidSchwarzcriterion

LoglikelihoodF-statistic

DurbinWatsonstatProb(Fstatistic)

從表可以看出，回歸方程為：

InY=0.664556+0.478131InK+0367855InL+0.140542In7

T=

R?=0.740558R2=0.724674

(1)經(jīng)濟(jì)意義檢驗

從回歸結(jié)果可以看出，模型估計的a,7的參數(shù)值都為正、且小于1,與生產(chǎn)函數(shù)理論中

a,4,7各數(shù)值的意義相符。

(2)統(tǒng)計推斷檢驗

b.多重共線性檢驗：

計算InK、InL、InT的相關(guān)系數(shù)，其相關(guān)系數(shù)矩陣如下：

LNLLNTLNK

LNL

LNT

LNK

從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，InK、InL、InT相互之間的的相關(guān)系數(shù)較高，說明可能存在多重

共線性。

采用逐步回歸法檢驗。首先，分別做InY對InK、InL、InT的一元回歸，結(jié)果如下；

變量InKInLInT

參數(shù)估計值

t統(tǒng)計量

R-squared

AdjustedR-squared

其中，加入InK的方程A?最大，以InK為基礎(chǔ)，順次加入InL、InT逐步回歸，結(jié)果如下;

變量InKInLInTAdjustedRsquared

InK、InL

InK、InT

經(jīng)比較，加入InL后的方程R2=，改進(jìn)最大。而且各參數(shù)的［值很顯著，選擇保留InL,再

加入InT進(jìn)行回歸，結(jié)果如下；

InY=0.664556+0.478131In