用Eviews分析计量经济学问题.docx
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计量经济学案例分析
一、 问题背景
髙新区自开始设立至今短短十多年的时间，以其惊人的经济发展速度为世人所关注。
随着我国经济发展模式的逐步转变，髙新区已经成为我国依靠科技进步和技术创新推动经济社会发展、走中国特色自主创新道路的一而旗帜。
“十二五”时期，而对新的机遇和挑战，国家髙新区应注重提升五种能力，努力成为加快转变经济发展方式的排头兵。
为了探索高新经济发展的内在规律性，本文采用截面数据对髙新区的投入产岀进行分析，力求能够增进对高新区经济发展的了解，对高新区的进一步发展有所帮助。
二、 模型设定
本文研究的是高新区投入对产出的影响，所以本模型的被解释变量Y即为髙新区的产出。
就目前对高新区数拯的统计来看，反映髙新区产岀的主要有“工业总产值”、“工业增加值”、“技工贸总收入”、“利润”和“上缴税额”几个总量指标。
按照生产函数理论，产出利用增加值，所以模型中我们将使用“工业增加值”指标数据来估计各高新区的总产岀。
从高新区的投入来看，对产岀有重要影响的因素主要包括以下几个方而：
资本K,劳动力L,技术投入T,此外，体制改革，管理模式创新也可以看作是投入的要素，但因其不可量化，因此归入模型的扰动项中。
这样，按照科布道格拉斯形式的生产函数，我们设怎函数形式为：
Y=AKal/Tru两边取自然对数得：
ln}z=lnq+alnK+01nZ,+yln7'+ln“
其中，资本数据K我们利用的是当年的年末净资产来进行估计，即当年年末资产减去当年年末负债后得到的数据；用当年年末从业人员来估计劳动力L：
用当年技术研发投入来估计技术投入T。
数拯选用的是截面数拯。
从《国家髙新技术产业开发区十年发展报告（1991一2000年）》得到1999年全国53个高新区各项指标统计数据：
园区
工业增加值（千元）Y
净资产（千元）K
年末从业人员（人）
L
技术开发费（千元）T
北京
216422
天津
4138312
106970
1004739
石家庄
1428436
8127191
40404
437677
保定
1320169
5564045
35713
78798
太原
1261311
4755833
39469
254922
包头
877062
3798540
19793
56816
沈阳
3835694
21547
525425
大连
2099833
9922822
61713
328710
鞍山
591469
2073150
37000
258620
长春
4924865
68709
257492
吉林
4325561
7428203
61351
316823
哈尔滨
2405477
75107
339757
大庆
804287
2281701
15896
50146
上海
88079
2499908
南京
6410451
50233
419102
常州
2898661
29079
150004
苏州
5428770
9640896
58618
445165
无锡
3755550
8626370
30682
533272
杭州
2539237
6160997
20242
202201
合肥
1842286
5634673
37381
133020
福州
2182912
3992544
20780
127868
厦门
1406424
1990844
18402
171360
南昌
1448054
4495691
21983
157784
济南
1581236
5791048
34213
179615
青岛
5995027
8229987
50237
1230157
淄博
3023363
7989885
40932
85359
潍坊
553112
3952105
15115
48945
威海
1841129
2501010
32664
105964
郑州
2285660
5939638
27884
314905
洛阳
1151710
2952993
37360
101404
武汉
5509070
65863
609012
1571089
4430713
36513
248948
长沙
4276076
17190
626298
株州
1020248
2660099
17007
62822
广州
1431795
6618539
23606
896296
深圳
6447963
41228
1236052
珠海
848388
1175936
10032
9600
惠州
1981620
1667044
20682
166067
中山
1329899
4474726
48496
120769
佛山
4106494
7925224
19920
454169
南宁
1185873
2054164
15727
263017
桂林
1078153
2550102
22670
71095
海口
365603
1851072
4427
64784
成都
3148804
43598
676698
重庆
2424284
5703171
76270
200308
绵阳
3459424
7563423
12703
42100
贵阳
738779
3310046
24310
219864
昆明
765927
5033691
18955
71740
西安
4170682
80474
502907
宝鸡
880708
3132187
28169
110269
兰州
663520
2520269
18548
195983
乌鲁木齐
260934
1159514
7781
9071
杨凌
51919
412220
19S0
2581
三.模型估计
用Eviews软件进行回归分析，得到如下结果：
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
13/12/11Time:
19:
31
Sample:
153
Ineludedobservations:
53
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb,
c
LNK
LNL
LNT
R-squared
Meandependent
var
AdjustedR-squared
.dependentvar
.ofregression
Akaikeinfocriterion
Sumsquaredresid
Schwarzcriterion
Loglikelihood
F-statistic
Durbin-Watsonstat
Prob（F-statistic）
从表可以看岀，回归方程为：
InY=0.664556+0.478131InK+0.367855InL+0.140542InT
T=
R2=0.740558R2=0.724674
（1）经济意义检验
从回归结果可以看岀，模型估计的的参数值都为正、且小于1，与生产函数理论中
g队丫各数值的意义相符。
（2） 统计推断检验
模型修正的可决系数斤2=0.724674,考虑到所采用的是截而数据，认为模型的拟合优度
很好。
系数显著性检验：
给左久0的t值均大于临界值，说明资本和劳动力对产出有显著影响：
/的t=<，不能通过t检验，说明技术研发投入对产岀的影响不明显。
F检验：
在给泄显著性水平a=，査F分布表自由度为4和49的临界值九。
5（4,49）<,拒绝原假设，说明回归方程显著，即资本、劳动力、技术投入联合起来对高新区产出有显著影响。
（3）计量经济学检验
a.异方差White检验：
WhiteHeteroskedasticityTest:
F-statistic
Obs*R-squared
Probability
Probability
TestEquation:
DependentVariable:
RESIDA2
Method:
LeastSquares
Date:
13/12/11Time:
20:
09
Sample:
153
Ineludedobservations:
53
Variable Coefficient
Std.Errort-Statistic Prob.
c
LNK
LNKA2
LNK*LNL
LNK*LNT
LNL
LNLA2
LNL*LNT
LNT
LNTA2
R-squared
Meandependent
var
AdjustedR-squared
.dependentvar
.ofregression
Akaikeinfocriterion
Sumsquaredresid
Schwarzcriterion
Loglikelihood
F-statistic
Durbin-Watsonstat
Prob（F-statistic）
检验知Obs-R-squared=,查才统计表，癡⑼=，因为n/?
2b.多重共线性检验：
计算InK、InLxInT的相关系数，其相关系数矩阵如下:
LNL LNT LNK
LNL
LNT
LNK
从相关系数矩阵可以看岀，InK、InL、InT相互之间的的相关系数较高，说明可能存在多重共线性。
采用逐步回归法检验。
首先，分别做InY对InK、InL、InT的一元回归，结果如下；
变量 InK InL InT
参数估计值
t统计量
R-squared
AdjustedR-squared
其中，加入InK的方程斤丄最大，以InK为基础，顺次加入InL.InT逐步回归，结果如下:
变量 InK InL InT AdjustedR-squared
InK、InL
InK、InT
经比较，加入InL后的方程R2=,改进最大。
而且各参数的t值很显著，选择保留InL,再
加入InT进行回归，结果如下：
InY=0.664556+0.478131InK+0.367855lnL+0」40542InT
T=
R2=0.724674：
比较发现，加入InT后，Q有所改进，但其t值不太显著，其他参数I值显著。
由此我们认为变量间确实存在一泄的多重共线性，但考虑到技术投术是本模型的重要因素，剔除后可能引起设立误差，所以选择保留。
苴系数t值不显著的重要原因可能是因为技术的“扩散效应”，也可能是技术研发经费对产岀的影响具有一定的滞后性。
c.自相关检验
给迫显著性水平a=,查DW表，当n=53,k=3,得下限临界值d严,上限临界值dL；=.
因为模型的DW统计量为，有dL由于是选用的截而数据，不能用差分法进行修正。
造成自相关的原因可能是模型设左有误差，遗漏了重要的解释变量。
但像城市人文基础这样的因素虽然对产出有重要的影响，但很难纳入模型进行考虑，模型修正存在一泄的难度。
四、结论
尽管模型存在一泄的缺陷，但还是具有一左的解释力。
通过实证模型分析，本文得到以下结论：
1） 资本和劳动力的增长能够扩大产岀的规模，技术研发投入对提髙生产效率发挥了重要作用，是以间接的方式促进产出的增长的，对髙新区的产出有着重要影响。
2） 现阶段高新区产岀的增长主要依赖于资本和劳动力的增长推动，而技术投入对产岀的作用并不显著，技术投入在影响产岀上有一立的滞后性造成的，髙新区还未貞•正步入以知识集聚和创新能力为目标的增长模式。
3） 高新区经济收益的增长速度很大程度上依赖于经济规模的增长速度，内生性增长还不明显。
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