2009年各地区生产总值影响要素实证研究
2009年各省市国内生产总值和财政支出回归分析
2009年各省市国内生产总值和财政支出回归分析作者：荆长春来源：《北方经济》2010年第08期摘要：本文利用空间计量经济学模型的常系数空间滞后模型、空间误差模型，在内生经济增长模型下对2009年省级地方政府财政支出对各省国内生产总值用最小二乘法(OLS)进行回归分析的结果做了比较研究。
结论是具有空间经济联系的省市之间合作协同将会使所有省市的发展受益。
一个省市国内生产总值的增加会对周边所有省市产生带动作用，而地方财政支出的增加对周边省市影响不显著。
关键词：财政支出小二乘法一、研究背景随着财政体制改革的逐步深入，特别是1994年分税制改革与1995年财政部制定实施《过渡期财政转移支付办法》后，我国中央地方多级财政结构初步完善。
地方政府拥有了相对独立的一级财政，也有了本地经济与社会方面的诸多发展目标和各自的地方利益。
但是，由于分税制设计上存在缺陷，税收收入在中央地方之间的分配不够合理，各级政府事权与财权不相匹配。
财权向中央集中，事权则不断下放。
在以投资带动为主要特征的经济增长方式下，地方政府由于追求GDP产生过度的投资冲动，往往造成收入不能弥补支出。
当前，随着国际金融危机对世界经济的严重冲击，中国经济也开始陷入比较困难的境地。
金融动荡影响美欧口等发达国家的投资、消费、就业、居民收入，由于其消费和投资下降，从中国进口相应减少。
面对现状，政府制定出台了十大措施以及两年4万亿元的刺激经济方案。
中央政府希望通过财政支出拉动经济增长，保证8％的经济年增长率，增加就业，维持社会稳定。
二、数据与研究方法(一)数据本文涉及的变量是2009年全国除港澳台以外的31个省级行政单位的国内生产总值(GDP)与地方政府财政支出(GS)。
数据主要来自历年《中国统计年鉴》。
(二)研究方法本文进行数据分析和处理所使用的软件是GeoDAO.95-i和SPSS11.0。
三、结果分析(一)最小二乘(OLS)方法回归估计由于GeoDA0.95-i软件只能进行横截面分析，把2009年数据进行回归分析。
2009年上半年经济运行状况调研报告
2009年上半年经济运行状况调研报告主任、副主任、各位委员：为做好对上半年全区经济运行情况的分析，自7月初起，我工委在分管主任带领下，分别听取了区财政局、发改局、统计局、经发局、国税局、地税局等部门的有关情况介绍，有针对性地选择了成长性好、亏损较严重的部分中小企业进行座谈，并围绕区政府年初确定的全区经济和社会发展的主要调控预期目标及下半年经济走势进行分析，在研究前期调研情况的基础上，征求区人大财经工委委员意见，形成了上半年全区经济运行情况的调查报告，现将有关情况报告如下：一、完成年度经济发展目标情况上半年，区委、区政府坚持以科学发展观为统领，围绕“保增促调”的总体要求，按照省、市委“两创”战略和深化改革开放、创新体制机制、推动科学发展的目标任务与要求，面对国际金融危机的深度影响，齐心协力，积极应对，区域经济逐步企稳回升。
上半年全区实现地区生产总值161.7亿元，完成年初计划的45.4%，同比增长4.0 %；财政一般预算收入28.1亿元，完成年初计划的56.1%，同比下降1.1%；社会消费品零售额107.9亿元，完成年初计划的45.1%，同比增长5.3%。
__区1-6月主要经济指标完成情况表指标名称__区（上半年）__区（一季度）__区（上年同期）__市（上半年）实绩增速（%）增速（%）增速（%）增速（%）地区生产总值（亿元）161.7 4.0 0.3 10.1 4.6其中：第三产业（亿元）139.7 6.4 2.4 9.5 12.6财政一般预算收入（亿元）28.1 -1.1 -10.8 18.3 0.3其中：地方财政收入（亿元）17.8 -0.7 -8.2 20.7 4.1规模以上工业总产值（亿元）120.0 -8.1 -9.5 15.0 -16.4社会消费品零售总额（亿元）107.9 5.3 5.6 11.4 13.2全社会固定资产投资（亿元）21.2 14.3 15.0 -41.0 20.2实际利用外资（万美元）1563 38.0 69.6 450.2 -8.9自营进出口总额（亿美元）21.8 -33.0 -33.5 22.6 -22.3其中：出口（亿美元）18.3 -27.9 -26.4 19.0 -22.9市区居民人均可支配收入（元）__ 7.8 / / 7.8新增就业岗位（个）5613 / / / /二、上半年经济运行情况主要特点（一）工业经济筑底回暖。
2009年江西主要耗能行业多要素能源利用效率实证分析
摘
要： 本文 以能源消耗 量、 劳动力 、 固定资产投资作为输入指标 ， 以工业增加值、 气排放 量作 为输 出指标 ， 废 采用数据包
络分析法（ Ｅ 研究江西主要耗能行业的能源利用效率。实证研 究表 明，０ ９年江西主要耗能行业 中有 ３个行 业未达 ＤＥ Ｄ Ａ） ２０ Ａ 总体有效 ， 均为规模 无效所致 ， 因此在实际生产过程 中， 应注重投入规模 。
１ 江 西 的能 源 状 况 及 Ｄ Ａ 原理 Ｅ
从结构份额 及效率份额视角对我 国制造业能源强度变化进
ｓ ｎ ｓｈ ｕｐ ｔｎ ｅ， ｉｇ ｈ ｔ Ｅ ｖｌ ｍｅｔ ｎ ｌｓ （ Ｅ ｔ ｒ ｅｒ ｅｅｅｇ ｉ ａ ｏ・ｆｃｅｃ ｆｉ ｇ ｉ ｉ ｅ － ｉ ｅ ｔｕ ｄｘ Ｕｓ ｅ ａ ｎ ｅ ｐ ｎ ａ ｉ Ｄ Ａ）ｏ ｅ ａｃ ｔ ｒｙ ｔｉ ｔ ｎｅ ｉ ｙ ａ ｘ ｎ ｎ ｏ ａｔ ｏ ｉ ｎ ｔ Ｄａ ｏ Ａ ｙｓ ｓ ｈｈ ｎ ｕ ｌ ｉ ｉ ｎ ｏ Ｊ ｎ ｍａ ｚ
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关键 词 ： 据包 络分 析 法 （ Ａ ； 要耗 能行 业 ； 源 利 用效 率 数 ＤＥ ）主 能
中图分类号 ：４ ６ Ｆ２
文献标识码 ： Ａ
文章编号 ：６ １ ７２（０ ０８０ ３ ．３ １７－ ９ ． １）．２ ８ ４ ２ ０
2009年经济形势分析(最新)
2009年，是我县经济发展近十年来最困难的一年，面对危机“大考”，全县上下在县委、县政府正确领导下，深入落实科学发展观，积极应对困境，主动破解难题，推动了全县经济社会平稳发展。
总体上看，我县经济企稳回暖态势日趋明显，创新转型取得实效，社会民生持续改善，经济增长质量明显提高，顺利实现了V型“反转”。
但增速低迷、出口下降状况仍未根本改变，经济发展的不确定性因素还很多，需要进一步加大工作力度，多管齐下，推进全县经济又好又快发展。
一、经济运行基本情况（一）国民经济平稳增长。
初步测算，全年全县实现生产总值73.36亿元，同比增长13.0%，比上年提高了0.4个百分点，增幅在全市四县一区中列第2位，比全市平均水平快了0.6个百分点。
其中，第一产业增加值17.51亿元，增长5.6%，对GDP增长的贡献率为10.35%，拉动GDP增长1.3个百分点；第二产业增加值32.55亿元，增长19.4%，对GDP 增长的贡献率为60.1%，同比提高了6.8个百分点，拉动GDP 增长7.8个百分点，同比提高了1.1个百分点；第三产业增加值23.29亿元，增长10.8%，对GDP增长的贡献率为29.6%，拉动GDP增长3.9个百分点。
1、农业全面丰收。
今年全县粮食播种面积持续增加，达到86.12万亩，总产达到38.59万吨。
蔬菜种植面积26.47万亩，同比增加万亩，总产量45.02万吨，增长%。
生猪养殖稳步增长。
全年生猪出栏8.66万头，增长%；生猪存栏4.58万头，增长%；水产品产量2.1万吨，增长3.9%。
全县全年实现农林牧渔业总产值33.68亿元，比去年同期增长11.1%。
其中，农业产值23.17亿元，同比增长10.0%，这其中蔬菜产值所占比重高达47.8%，同比提高了2.8个百分点，蔬菜产业对农村经济的稳步增长发挥了越来越重要的作用；林业产值2703万元，同比增长4.9%；牧业产值51293万元，同比增长1.7%；渔业产值33317万元，同比增长10.3%。
2009年长三角地区经济发展情况简析
2009年长三角地区经济发展情况简析根据2009年长江三角洲16城市统计交流网络资料，现对长三角16城市2009年经济发展情况作一简要分析。
1、地区生产总值2009年，长三角地区16城市共完成生产总值59710.25亿元，比2008年净增5754.40亿元，逼近6 0000亿元大关。
从体量来看，上海市生产总值达到14900.93亿元，仍稳居长三角地区的龙头地位。
紧随其后的是苏州市7740.20亿元、杭州市5098.66亿元、无锡市4992.00亿元。
南京完成生产总值4230.26亿元，在长三角16城市中列第5位，位次比上年提前1位；可比价增幅为11.5%，与苏州并列第7位，位次比上年提前2位。
2009年，上海完成生产总值14900.93亿元，占16个城市的25.0%；长三角地区中的江苏省辖8城市完成生产总值27532.4亿元，占16个城市的46.1%，比上年44.4%的占比提升1.7个百分点；浙江省辖7城市完成生产总值17276.91亿元，占16个城市的28.9%，比上年30.2%的占比下降1.3个百分点。
南京完成生产总值占16城市的比重由2008年的7.0%升至2009年的7.1%，上升0.1个百分点。
从总量增幅（可比价）来看，江苏省的南通市以14.0%的增幅位列第一，江苏的泰州市、扬州市以1 3.8%的增幅紧随其后，并列第2位。
从区域看，江苏省辖城市的GDP增幅均高于浙江省；江苏省辖城市的GDP增幅分布区间为11.5%-14.0%，而浙江省增幅集中在8.5%-11.0%之间；上海增幅为8.2%。
2、规模以上工业总产值2009年，长三角地区16城市共完成规模以上工业总产值118217.72亿元，比2008年净增5485.33亿元。
规模以上工业总产值列前3位的城市分别为上海市23873.08亿元、苏州市20235.95亿元、无锡市10917.83亿元。
杭州市、宁波市以9367.79亿元和8152.45亿元排在南京前面，分列第4、第5位。
2009年工业经济运行情况调查分析
影响市工业经济发展情况调查分析干班2009年，市紧紧围绕市委、市政府确定"工业兴市"的战略目标，大力扶持支柱产业和骨干企业，着力加快重点项目建设和企业技术改造步伐，经济发展环境明显改善，工业经济呈现出较好的发展态势。
前三季度，市规模以上工业经济呈现出生产、销售两旺，经济总量大幅提高的较好局面。
一、规模以上工业经济运行的总体情况前三季度，规模以上工业生产依然保持较快增长态势。
市规模以上工业总产值累计完成32.18亿元，同比增长42%；实现工业增加值13.26亿元，比上年同期净增5亿元，同比增长62%，居全州第1位。
规模以上工业增加值占GDP比重达到26%，对经济的带动作用进一步加大。
前三季度，市规模以上工业企业产销衔接较好，实现销售产值30.84亿元，同比增长36.71%，增幅低于总产值增幅5.5个百分点，产品销售率为96%，呈现出生产、销售同步发展，产销协调的良好发展格局。
前三季度，工业企业整体态势出现“增产不增效”的局面。
78家工业企业累计实现产值32亿元，同比增长43%；累计实现销售收入31亿元，同比增长45%；净利润实现8462万元，同比下降16%。
综合来看产值增幅和效益增幅表现出不同步的态势。
二、从多个层面上分析我市规模上工业经济发展情况1、分产业来看，烟草、水泥、电力、纺织四大传统产业占据主导地位。
共实现产值24.1亿元，占全部规模工业产值的75%。
其中烟草产业随着国家重点项目的实施，成为我市经济增长的助推器。
2、从经济类型看，非公有企业发展相对较缓，国有企业发展居于主导地位。
前三季度，全市规模以上非公有工业企业实现工业总产值12.52亿元，占全市规模以上工业总产值的比重为38.9%，比去年同期下降9个百分点。
全市规模以上国有企业实现工业总产值19.66亿元，占全市规模以上工业总产值的比重为61.1%，比去年同期上升8个百分点。
3、从轻重工业上看，随着中烟恩施卷烟厂的开工投产，轻、重工业结构比发生较大变化。
国家统计局2009年国民经济和社会发展统计公报
国家统计局2009年国民经济和社会发展统计公报中华人民共和国国家统计局2010年2月25日2009年，全国各族人民在党中央、国务院的领导下，以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，深入贯彻落实科学发展观，认真贯彻积极的财政政策和适度宽松的货币政策，全面落实应对国际金融危机的一揽子计划和政策措施，国民经济形势总体回升向好，各项社会事业取得新的进展。
一、综合初步核算，全年国内生产总值335353亿元，比上年增长8.7%。
分产业看，第一产业增加值35477亿元，增长4.2%；第二产业增加值156958亿元，增长9.5%；第三产业增加值142918亿元，增长8.9%。
第一产业增加值占国内生产总值的比重为10.6%，比上年下降0.1个百分点；第二产业增加值比重为46.8%，下降0.7个百分点；第三产业增加值比重为42.6%，上升0.8个百分点。
全年居民消费价格比上年下降0.7%，其中食品价格上涨0.7%。
固定资产投资价格下降2.4%。
工业品出厂价格下降5.4%，其中生产资料价格下降6.7%，生活资料价格下降1.2%。
原材料、燃料、动力购进价格下降7.9%。
农产品(13.51,0.02,0.15%)生产价格下降2.4%。
农业生产资料价格下降2.5%。
70个大中城市房屋销售价格上涨1.5%，其中新建住宅价格上涨1.3%，二手住宅价格上涨2.4%；房屋租赁价格下降0.6%。
表1：2009年居民消费价格比上年涨跌幅度单位：%指标全国城市农村居民消费价格-0.7 -0.9 -0.3食品0.7 1.0 0.1其中：粮食 5.6 5.7 5.5肉-8.7 -8.5 -9.2禽及其制品油脂-18.3 -17.9 -18.81.5 1.32.0鲜蛋15.4 15.0 16.7鲜菜9.1 9.0 9.5鲜果烟酒及用品 1.5 1.7 1.3衣着-2.0 -2.2 -1.6家庭设备用品及服务0.2 0.3 0.0医疗保健及个人用品 1.2 1.1 1.5交通和通信-2.4 -2.7 -1.8娱乐教育文化用品及服务-0.7 -1.2 0.6居住-3.6 -4.6 -1.5 年末全国就业人员77995万人，比上年末增加515万人。
2009年中国经济形势分析
2009年中国经济形势分析上一年，美国次贷危机引发的全球金融危机不断发展，加之国内突发自然灾害，对中国经济发展产生不利影响。
2009年GDP增长率虽然将继续有所回落，但仍有望保持9.3%左右的较快增长。
在新形势下要把促进经济平稳较快发展作为当前宏观调控的重点，并要抓住机遇转变经济发展方式。
要实施适度扩张的财政政策和灵活审慎的货币政策，减缓和抵御外部冲击造成的不利影响，积极扩大内需，促进经济平稳较快发展。
2009年中国经济发展条件分析：经济发展的理论和实践表明，经济增长受发展条件的约束。
外部环境对一个国家经济发展的影响程度，与经济全球化水平以及一个国家经济发展与世界经济增长的关联度正相关。
内部环境是国家经济发展的主导因素。
在经济全球化的条件下，一个国家经济环境的变化是与世界经济环境的变化互动的，外部经济环境的恶化会引致内部经济环境的紧缩。
世界经济调整与中国产业结构转型 2009年中国经济增长面临十分复杂与严竣的局面，其主要原因是：由美国金融危机深化和世界经济调整所带来的外部环境恶化，以及由外部环境恶化引致的中国经济紧缩和产业结构失衡矛盾的凸显。
美国金融危机被前美联储主席格林斯潘称为百年一遇，其表象是由次贷危机引致的信用危机，而实质是经济全球化带来的美国实体经济萎缩与虚拟经济膨胀所导致的金融泡沫破裂。
金融泡沫破裂的后果之一，是大量持有金融衍生品的美国及国际金融机构，因金融衍生品价格大幅贬值而蒙受重大损失。
由此引发的金融机构倒闭浪潮，使银行间信用以及金融机构对生产者和消费者的信用大幅萎缩，从而出现全球流动性紧缩现象。
当经济的血液——资金，因金融危机而出现大量流失和严重梗阻时，生产者得不到应有的贷款，消费者收入减少、消费环境恶化而不得不减少消费需求，从而导致企业利润大幅减少和失业人群的不断增加，经济衰退因此而不可避免。
美国是世界上最大的发达国家，其经济与贸易总量居世界首位。
美国又是一个消费主导型经济体，消费占美国GDP的80%。
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2011－2012第1学期计量经济学综合实验报告学院：金融学院班级： 09金融三班姓名：饶川雨 0092078 汪银霞 0092082施单 0092083 选课班级： A03班任课教师：梁娟老师目录摘要 (3)1、建模背景.................................................................................. - 1 -2、建立模型 (3)3、模型的计量经济学检验 (5)3.1 多重共线性检验 (5)3.2异方差性检验 (9)4、模型的经济意义检验 (11)5、模型的统计检验 (12)6、模型的预测 (13)7、总结 (15)附表：2009年地区生产总值情况表 (16)参考文献 (17)对影响各地区生产总值相关因素的实证研究摘要：进入21世纪以来,甚至在全球经济陷入困惑泥潭的时候，中国经济始终保持着高速增长，各地区的生产总值也逐步攀升。
一个地区的经济发展由各地区的生产总值直接反映。
为维持经济的持续、稳定增长，我们需要了解提高各地区生产总值的主要因素。
本文用计量分析的方法，实证研究了影响各地区生产总值的相关因素，以更加明确我们的行动重点。
1、建模背景地区生产总值是指本地区所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，是地区经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值。
地区生产总值等于各产业增加值之和，换而言之地区生产总值（国家叫国内生产总值）就是三次产业增加值之和。
它不但可反映一个地区的经济表现，更可以反映它的财富状况，所以常被公认为衡量地区经济状况的最佳指标。
为了能对我国各地区的生产总值作一个总体的了解，从而了解地区经济发展状况，我们建立模型对其进行分析。
第一产业（农业）(X1)，第二产业工业(X2)、建筑业(X3)，第三产业批发和零售业(X4)、房地产业(X5)以及净出口额(X6)都是各地区生产总值（Y）的重要解释变量。
由于地区生产总值等于各产业增加值之和，所以我们通过建立多元线性模型，利用2009年的截面数据对影响各地区生产总值的因素进行研究。
2、建立模型由上分析，由于地区生产总值等于各产业增加值之和，所以我们有理由认为Y与各解释变量呈现多元线性的关系。
所以本例中我们假设拟建立如下六元线性回归模型：μβββββββ+++++++=6*5*4*3*2*X1*6543210X X X X X Y其中i β（i=1，2，3，4，5，6）为参数，μ为随机误差项，对各变量的属性描述见图-1（引入的数据均为2009年数据，具体数据见附表）。
图-1为进行进一步研究，首先采用GRETL 软件对我们所采集的数据进行初步的OLS 回归分析，结果如图-2：图-2由此初步得到所求模型为：6* 0.000415*4.86 4*1.8 3* 0.6- 2* 1.1 X1*1.5561^X X X X X Y +++++=(2.84) (5.48) (9.3) (-0.82) (2.95) （6.14） （2.5）99768.02=R P-value(F)=2.19e-30 SC=492.3其中等式下面括号内的数据为相应参数的t 检验值。
3、计量经济学检验由于我们所研究的数据是横截面数据，而根据计量经济学各检验的特征分析，我们知道，我们不能对其进行序列相关性检验，但我们能进行模型的异方差性检验，多重共线性检验及修正等。
3.1多重共线性检验及修正对于一个多元线性模型，如果某两个或多个解释变量之间出现了相关性，则称之为存在多重共线性。
由此我们了解到，多重共线性是针对模型的解释变量是否违背基本假设而进行的检验。
计量经济模型中一旦出现了多重共线性，如果仍采用普通最小二乘法估计模型参数，会产生参数估计值准确度不高的后果，为避免无意义的工作，我们需要先对我们的模型进行多重共线性及修正。
3.1.1多重共线性检验对之前进行的初步OLS 回归，再进行各解释变量之间的共线性检验，检验结果如下图-3：图-3其中，VIF为方差膨胀因子，检验结果显示，X2、X3、X4和X5的方差膨胀因子都超过了临界值10，其中X4甚至高达34.914，也即说明，它们存在多重共线性。
3.1.2 多重共线性的修正对于多重共线性的修正，我们一般采用逐步回归法。
首先找出最简单的回归形式：（1）、^Y=2215.56+8.41967*X1(1.080) (5.782)2R=0.535483 SC=639.4029（2）、^Y=1533.91+2.01751*X2(3.749) (34.08)2R=0.975646 SC=548.0053（3）、^Y=-1411.61+18.2627*X3(-1.154) (12.99)2R=0.853275 SC= 603.6774（4）、^Y=1740.28+9.53401*X4(2.484) (19.47)2R=0.928915 SC=581.2123（5）、^Y=3220.17+15.5346*X5(3.679) (14.15)2R=0.873441 SC=599.0940（6）、^Y=9552.39-0.00546142*X6(8.281) (-6.780)2R=0.613175 SC=633.7290比较各简单回归模型的2R，可见X2，也即工业对各地区生产总值的影响最大，与经验相符合，因此（2）为初始的回归模型。
逐步回归在确定了：^Y=1533.91+2.01751*X2(3.749) (34.08)2R=0.975646 SC=548.0053为其初始回归模型后，将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程（见表-1）。
逐步回归表-1讨论：第一步，在初始模型中引入X1，虽然模型拟合优度提高，但是SC值升高了，而且也没有通过t检验，所以将X1剔除模型。
第二步，剔除X1，引入X3，虽然模型拟合优度提高，但是SC值升高了，而且X3也没有通过t检验，所以将X3剔除模型。
第三步，去掉X3，引入X5，拟合优度提高了，SC值下降了，且变量都通过了t检验，且参数符号也符合经济意义，所以，X5应该加入模型。
第四步，引入X4，虽然模型拟合优度提高，但是SC值升高了，而且也没有通过t检验，所以将X4剔除模型。
第五步，去掉X4，引入X6，拟合优度提高了，SC值下降了，且变量都通过了t检验，且参数符号也符合经济意义，所以，X6应该加入模型。
最终，经修正后可得以下方程：652^X *0,000765,631 1,578970,77+++=X X Y(3,986) (24,53) (9,689) (4,174)0,9945682=RP-value(F)=1,12e-30 SC=508,36343.2 模型的异方差性检验及修正一般的经验告诉我们，对于采用截面数据作样本的计量经济学问题，由于在不同的样本上解释变量以外的其他因素的差异比较大，所以往往存在异方差性。
由于我们所选取的分析数据也属于截面数据，因此我们有理由怀疑本模型中的随机干扰项是否存在异方差性。
所以我们需要进行异方差性检验及修正。
3.2.1异方差性检验---怀特检验：异方差性，即相对于不同的样本点，也就是相对于不同的解释变量观测值，随机干扰项具有不同的方差。
那么检验异方差性，也就是检验随机干扰项的方差与解释变量观测值之间的相关性。
在多重共线性检验并修正后的模型的基础上，我们进行异方差性检验，对该模型OLS 回归结果进行怀特检验，显示结果见下图-4：图-4因为，怀特检验统计量 3.464541= TR^22=nR ，它小于在5%的显著性水平下、自由度为9的92.61205.0=χ，且由P(卡方分配 (Chi-square)(9) > 3,464541) = 0,943006也可以判定，所以接受同方差的原假设，即该模型不存在异方差性，所以也不需要进行异方差性修正。
4、模型的经济意义及检验经过计量经济学检验及修正后，其最终OLS 回归结果及方程如下图-5：图-5所估计的模型为：652^X *0,000765,631 1,578970,77+++=X XY (3,986) (24,53) (9,689) (4,174)0,9945682=RP-value(F)=1,12e-30 SC=508,3634由以上估计的结果可知，该模型中的常数项为正数，说明除了以上列出的各因素影响外，还存在其他因素对生产总值产生贡献，所以，常数项为正数，是可以理解的。
再者变量X2、X5、X6前面的系数都是大于零的，参数估计量的符号都是正的，即这三个变量与各地区生产总值呈正相关的关系。
这表明随着工业、房地产业及净出口的增加，各地区生产总值也同向变化。
例如， 1.5782=β可知当X1变动1个点时，会带动Y 平均变动1.578个点，其它数据类似。
所以，以上回归模型估计值都通过了经济意义检验。
5、模型的统计意义及检验多元线性回归模型的参数估计出来以后，还需要进一步对该样本回归函数进行统计检验，以判定估计的可靠程度，包括拟合优度检验、方程总体线性的显著性检验、变量的显著性检验等。
5.1 拟合优度检验顾名思义，拟合优度检验是检验模型对样本观测值的拟合程度。
根据上述的回归分析可知，模型的可决系数994568.02=R ，调整的可决系数2R =0.993964，这表示中国内地不同省份2009年地区生产总值的变化有99.4%可根据工业、房地产业及净出口的变化来解释，由于2R 越接近于1，模型的拟合优度越高，由此我们可知该模型的拟合程度较好。
5.2方程总体线性的显著性检验（F 检验）方程总体线性的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立做出推断。
F 检验利用了假设检验的方法，其原假设H ： 2β=0，5β=0，6β=0，也即假设被解释变量与联合解释变量之间不存在显著性。
而由回归结果P-value(F) =1,12e-30，可知为小概率事件，所以应该拒绝原假设，说明方程的总体线性关系是显著的。
5.3变量的显著性检验（t 检验）对于多元线性回归模型，方程的总体线性关系是显著的，并不能说明每个解释变量对被解释变量的影响都是显著的，因此，必须对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量保留在模型中。
在我们所研究的模型中，由这几项的t 检验值都大于1.7108824t 05.0=）（，可知，这几项均存在显著性影响。
也即说明，工业、房地产业和净出口额对各地区的生产总值都是有显著的贡献的，都不需要被剔除模型。
6、模型的预测严格地说，我们所进行的预测只是被解释变量的预测值的估计值，而不是预测值。
因为，其一，模型中的参数估计量不是确定的；其二，有随即干扰项的影响。
所以，我们得到的仅是预测值的一个估计值，预测值仅以摸一个置信度处于以该估计值为中心的一个区间中。