計量經濟學論文_求計量經濟學論文 _生活經驗

《計量經濟學》論文有什么好的選題？對我國經濟增長的因素分析
關于教育對中國經濟增長作用的計量分析
關于司機年齡與發生車禍次數關系的分析
改革開放以來商品零售價格指數（RPI）變化因素分析
固定資產投資對GDP的影響
關于GDP與其他經濟因素關系的計量分析
吉尼系數影響因素的計量分析
我國旅游經濟的因素分析
試探交通運輸發展與國民經濟的關系
我國1978-1997年的財政收入和國民生產總值的計量分析
我國經濟增長對能源消耗的依賴
投資額與生產總值和物價指1
外商直接投資（FDI）對我國經濟影響的實證分析
影響居民消費水平的因素分析
我國人均GDP與消費的計量分析
有關我國居民儲蓄影響因素的計量分析
新中國出口的影響因素分析
影響股價指數的因素分析
影響居民消費水平的主要因素分析
我國消費的影響因素分析
中國能源需求影響因素實證分析
中國經濟增長與周期波動
中國旅游業發展狀況分析
中國城市居民消費計量分析
對上市公司利用新四項計提進行盈余管理的實證研
對影響人身保險保費收入諸因素的計量分析
餐飲業區域市場潛力的影響因素分析
FDI對中國經濟增長的影
城鎮居民住房面積的多因素分析
關于影響我國南方幾省市農業總產值因素的實證分析
關于國內旅游需求的計量經濟學分析報告
如何提高農業產值和農民人均收入水平
宏觀經濟政策對中國經濟周期波動的影響分析
三大產業的發展與城鎮居民家庭消費支出
上市公司財務預警模型設計與分析
貨幣政策有效性分析
外資利用與我國進出口貿易關系的實證分析
我國采礦業龍頭企業利潤因素分析
我國農民收入影響因素的回歸分析
計量經濟學論文有什么好的選題？對我國城鄉居民收入差距的剖析
經濟增長質量評價研究
對**國際旅游收入的預測與分析
旅游產業區域競爭力評價分析
++省農業產業增長與結構調整研究
++省居民消費行為研究
++省經濟增長模式與結構調整路徑研究
城市化對泛珠三角區域經濟增長的影響研究
市場化對泛珠三角區域經濟增長的影響研究
城市化對泛珠三角區域居民消費的影響研究
市場化對泛珠三角區域居民消費的影響研究
科技體制改革對泛珠三角區域經濟增長的影響研究
產出增加效益對泛珠三角區域經濟增長的影響研究
投入節約效益對泛珠三角區域經濟增長的影響研究
外商直接投資對海南旅游業的影響分析
++旅游產業對海南經濟發展的貢獻分析
++旅游經濟發展水平與旅游資源稟賦影響研究
++旅游增長和房地產投資的相關性分析
++城鄉居民的經濟收入與旅游消費關系的定量分析
++旅游業的評價及旅客滿意度調查
++各市縣旅游經濟差別研究
城鎮居民消費狀況研究
大學生心理問題問卷分析
大學生電腦需求分析
++國際旅游產業結構分析
++旅游收入分析
++經濟發展長期趨勢分析
++各市縣經濟效益分析
農民人均收入和支出因素分析
農民家庭收入影響因素分析
. 證券投資的影響因素分析
中國人口年齡結構變化與養老問題研究
對我國投資與經濟增長相互關系的研究
區域產業競爭力分析
工業企業科技競爭力綜合評價
居民消費結構變動分析
上市公司財務狀況的綜合評價研究
關于企業投資項目的績效評價研究
試論層次分析法在新農村建設評價中的應用
關于改善統計學專業就業問題的教育取向研究
試論企業盈利預測及其可靠性分析
上市公司盈利預測的可靠性和離散性的統計分析
關于企業內部績效統計評價的探討
試論投入產出技術在經濟結構統計中的應用
旅游經濟動向預測方法的探析
計量經濟學論文關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析
（我的姓名等信息就省略了啊呵呵）
內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，并針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。
關鍵詞：居民儲蓄存款實證分析主要因素
一、問題的提出
1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以后．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。
二、文獻綜述
我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：
1.收入因數
收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之后，余下的全部實際現金收入。
2.利息率
傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均后的一年期儲蓄存款加權利率。
3.物價水平
物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。
4.收入分配
凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。
三、變量的選取及分析
目前我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足于中國的國情。1998年后，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、"假性"存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。
由于我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。
四、數據及處理
本文模型數據樣本為從1979-2002年。
年份城鎮居民儲蓄率城鎮居民收入增長率一年期儲蓄利率通貨膨脹率城鎮居民基尼系數
1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16
1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15
1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15
1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15
1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16
1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19
1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19
1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2
1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23
1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23
1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23
1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24
1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25
1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27
1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3
1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28
1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28
1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29
1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3
1998 0.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.295
1999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.3
2000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.32
2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33
2002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319
數據來源：各年份的《中國統計年鑒》
注：Y代表城鎮居民儲蓄率
X1代表城鎮居民收入增長率
X2代表一年期儲蓄利率
X3代表通貨膨脹率
X4代表城鎮居民基尼系數
五、模型及處理
基于以上數據，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。
β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。
β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。
β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。
β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。
u是隨機誤差項。
對Y做回歸
利用eviews最小二乘估計結果如下
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000
X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875
X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000
X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065
X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000
R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065
Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109
S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748
Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901
Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525
Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000
根據以上結果，初步得出的模型為
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.經濟意義的檢驗
該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。
2.統計檢驗
從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗， R2=0.897971，2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。
3.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現X1和X3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X3 這個變量，重新做回歸分析得到：
Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000
X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119
X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000
X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000
R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740
Adjusted R-squared 0.881658 S.D. dependent var 0.115517
S.E. of regression 0.039739 Akaike info criterion -3.461967
Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion -3.265624
Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739
Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000
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統計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。
因此模型可設為Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.異方差性檢驗
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:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的計算結果是11.50596，，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得（7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。
5.自相關性的檢驗
從上表可知DW值為1.556309 ，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 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相關。
6.最終結果
從上面的計量分析中最后得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：
Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
(0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886)
t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987)
R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309
六、結論與建議
1.模型的實證分析
城鎮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0.314787, 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0.314787% 。
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0.024487 。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次通過降息來調整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。
基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280 。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。
2.對宏觀經濟的政策建議
基于基尼系數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節，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：
1）不要"逼"老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導居民消費
首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其"有錢花" 。
其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其"有地方花錢"，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。
2）不要"逼"老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資
目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須采取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導儲蓄向投資轉化：
第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。
第二，進一步發展和完善股票市?。?規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。
第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。
第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。
3.模型的不足
在實際經濟活動中，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據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。
參考文獻
1.何德旭：10萬億儲蓄的多視角分析[N] 。金融時報， 2003-05-19.
2.屈宏斌：居民儲蓄高增長堪憂[N] 。經濟觀察報，2003-03-31.
3.張銳：高儲蓄挑戰宏觀政策[N] 。世紀經濟報道， 2003-04-29.
4.郭樹清：深化投融資體制改革與完善貨幣政策傳導機制[J].金融研究，2002，（2）。
5.武少?。呵炕研棖篤舳朧?保證經濟持續快速增長[J].金融研究，2003，（5）
6.潘雅瓊：我國城鄉居民儲蓄存款余額的趨勢預測[J].統計與決策，2003（6）
7.劉雋亭,喬瑞紅：我國居民儲蓄持續增長的原因及特點分析[J].天津商學院學報，2005(2)
8.李焰：關于利率與我國居民儲蓄關系的探討[J].經濟研究，1999(11)
9.韓漢君：中國的居民儲蓄存款及其利率彈性[J].上海經濟研究，1999(9)
10.龐皓：計量經濟學.科學出版社，2008-1
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日期：2010/年5月27日
2006年我國各城市的GDP變動的多因素分析
摘要：本文主要通過對各城市同一時期的GDP進行多因素分析，建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變量，以其它可量化橫截面數據作為解釋變量建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。
關鍵詞：GDPY(億元）多因素分析模型計量經濟學檢驗
一、引言部分
GDP（國內生產總值）指一個國家（或地區）所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果，從價值形態看，它是所有常住單位在一定時期內生產的全部貨物和服務價值超過同期中間投入的全部非固定資產貨物和服務價值的差額，即所有常住單位的增加值之和。GDP在創造的同時也被相應的生產要素分走了，主要體現為勞動報酬和利潤。在現代社會政府還要以稅收的形式拿走一部分GDP 。本文主要研究就業人數L（萬人）、各地區資本形成總額K(億元）剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）之后對各城市同一時期的GDP的影響。
二、文獻綜述
注： 2006年各城市同一時期的GDP總量的數據來源于《中國統計年鑒2007》；
2006年就業人數L（萬人）的數據來源于《中國統計年鑒2007》；
2006年資本形成總額K(億元）的數據來源于《中國統計年鑒2007》,本表按2006年價格計算；
2006年商品零售價格指數P（上年=100）的數據來源于《中國統計年鑒2007》；
三、研究目的
通過研究各個城市在同一時期的GDP建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變量，以其它可量化橫截面數據作為解釋變量建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。掌握建立多元回歸模型和比較、篩選模型的方法。
四、實驗內容
根據生產函數理論，生產函數的基本形式為:。其中，L、K分別為產出GDP的過程中投入的勞動與資金,本文未考慮時間變量即技術進步的影響。上表列出了我國2006年我國各個城市的GDP的有關統計資料；其中產出Y為各城市同一時期的GDP（可比價），L、K分別為2006年年末職工人數和各地區資本形成總額（可比價）。
五、建立模型并進行模型的參數估計、檢驗及修正
　?。ㄒ唬?我們先建立Y1與L的關系模型：
其中， Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
L——2006年年末職工人數（萬人）
模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗
利用EVIEWS軟件，經回歸分析，作出Y1與L的散點圖如下：
利用EVIEWS軟件，用OLS方法估計得：
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10Time: 14:45
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1647.264 517.2169 -3.184861 0.0034
L 14.99417 0.712549 21.04299 0.0000
R-squared 0.938534Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.936415S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 1605.545Akaike info criterion 17.66266
Sum squared resid 74755513Schwarz criterion 17.75517
Log likelihood -271.7712F-statistic 442.8073
Durbin-Watson stat 1.503388Prob(F-statistic) 0.000000
可見，L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，勞動每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加14.9941，這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.936415，F值為442.8073，明顯通過了F檢驗。且L的P檢驗值為0 ，小于0.05,所以通過了P值檢驗
　?。ǘ┙1與K1的關系模型：
其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）
模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗
利用EVIEWS軟件，經回歸分析，作出Y1與K1的散點圖如下：
利用EVIEWS軟件，用OLS方法估計得：
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10Time: 17:16
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -705.0563 393.0357 -1.793873 0.0833
K1 2.241106 0.086751 25.83385 0.0000
R-squared 0.958357Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.956921S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 1321.537Akaike info criterion 17.27332
Sum squared resid 50647333Schwarz criterion 17.36583
Log likelihood -265.7364F-statistic 667.3880
Durbin-Watson stat 1.697910Prob(F-statistic) 0.000000
可見，K1的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加2.241106，這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.956921 ， F值為667.3880，明顯通過了F檢驗。且K1的P檢驗值為0 ，小于0.05,所以通過了P值檢驗
通過兩個模型的可絕系數、調整可決系數、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的，Y1與K1的關系模型優于Y1與L的關系模型。因此，在以Y1與K1的關系模型為基礎模型的條件下，建立二元關系模型。
　?。ㄈ┙1與K1和L的二元關系模型
其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）
L——2006年年末職工人數（萬人）
利用EVIEWS軟件，用OLS方法估計得
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10Time: 17:23
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1369.643 303.2218 -4.516968 0.0001
K1 1.336796 0.176104 7.590936 0.0000
L 6.522268 1.190606 5.478107 0.0000
R-squared 0.979900Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.978464S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 934.3899Akaike info criterion 16.60943
Sum squared resid 24446367Schwarz criterion 16.74820
Log likelihood -254.4462F-statistic 682.5040
Durbin-Watson stat 1.633165Prob(F-statistic) 0.000000
可見，K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.978464，F值為682.5040，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0，均小于0.05,所以通過了P值檢驗。
通過兩個模型的可絕系數、調整可決系數、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的，Y1與K1和L的關系模型優于Y1與K1的關系模型。因此，建立二元關系模型更符合實際經濟情況。
　?。ㄋ模┙⒎竅咝曰毓檳Ｐ汀狢-D生產函數。
C-D生產函數為：，對于此類非線性函數，可以采用以下兩種方式建立模型。
方式1：轉化成線性模型進行估計；
在模型兩端同時取對數，得：
在EViews軟件的命令窗口中依次鍵入以下命令：
GENRLNY1=log（Y1）
GENRLNL=log（L）
GENRLNK1=log（K1）
LSLNY1CLNLLNK1
則估計結果如圖所示。
Dependent Variable: LNY1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10Time: 17:29
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.242345 0.198180 1.222853 0.2316
LNK1 0.666500 0.082707 8.058538 0.0000
LNL 0.493322 0.088128 5.597775 0.0000
R-squared 0.988755Mean dependent var 8.504486
Adjusted R-squared 0.987951S.D. dependent var 1.037058
S.E. of regression 0.113834Akaike info criterion -1.416379
Sum squared resid 0.362831Schwarz criterion -1.277606
Log likelihood 24.95388F-statistic 1230.946
Durbin-Watson stat 1.295173Prob(F-statistic) 0.000000
可見， K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.987951，F值為1230.946，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0 ，均小于0.05,所以通過了P值檢驗。
通過對以上模型的可決系數、調整可決系數、F檢驗的比較，明顯的，該模型最優。因此，選用該模型為以各城市同一時期的GDP為被解釋變量，以其它可量化橫截面數據作為解釋變量建立的最優多元線性回歸模型。
六、總結
綜上所述，我們采用截面數據擬合的模型成功的反映各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）間的數量關系，是一個成功的模型。從模型中看出，各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）有非常密切的關系，與柯布-道格拉斯（C-D）生產函數密切吻合，驗證了柯布-道格拉斯（C-D）生產函數的正確。
參考文獻：
1、《國民經濟核算——國家統計年鑒2007》
2、《價格指數——國家統計年鑒2007》
3、《中國國內生產總值核算》,作者：許憲春編著，