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openresty/1.9.7.4对我国经济增长的因素分析
对我国经济增长的因素分析
&对我国经济增长的因素分析
【内容摘要】：本文以支出法国内生产总值核算理论为基础,引入资本形成总额、最终消费和净出口三个解释变量,运用计量经济学的方法,分析国内生产总值与这三者的关系.从中国的实际情况出发,在利用2002年度截面数据分析的基础上,又引入1994年各地的截面数据进行对比分析,进而分析各因素对国内生产总值的不同程度的影响及其原因,最后提出我们的一些观点。
【关键词】：SNA 国内生产总值 经济增长
一、经济理论阐述及问题的提出：
&& 发展经济学理论认为,一国的经济增长是指一个国家的产品和劳务数量的增加,或按人口平均的实际产出的增加,通常以国内生产总值（GDP）或它的人均数值来衡量。随着中国经济的迅速发展和实力的不断增强,国内外经济学家越来越关心反映中国经济发展的国民经济核算,特别是国内生产总值核算.
&国民经济是一个极其复杂的运行系统,各经济变量之间存在着错综复杂的联系.国民经济核算是对国民经济运行过程和结果的核算,是从定量角度描述经济活动和经济循环的有力工具,是整个经济统计的核心。目前,世界通常采用的国民经济核算体系是联合国在1993年新修订的国民经济账户体系（SNA）。
&长期以来，投资需求、消费需求、出口需求不同程度地刺激了国民经济的增长，通常被称为拉动经济增长的“三驾马车”，所以研究三者与国民经济增长之间的关系具有十分重要的经济意义。
&支出法国内生产总值是指,一个国家或地区所有常住单位在一定时期内用于最终消费、资本形成总额,以及货物和服务的净出口总额,它反映本期生产的国内生产总值的使用及构成。最终消费分为居民消费和政府消费.其中,居民消费是指常住住户墩货物和服务的全部最终消费支出.政府消费是指,政府部门为全社会提供公共服务的消费支出或免费或以较低价格向住户提供的货物和服务的净支出.资本形成总额是指常住单位在一定时期内获得的减去处置的固定资产家存货的变动,包括固定资本形成总额或存货增加.固定资本形成总额是指常住单位购置、转入和资产自用的固定资产,扣除固定资产的销售和转出后的价值,包括有形固定资产形成总额和无形固定资产形成总额.货物和服务净出口是指货物和服务出口间货物和服务进口的差额。
&众所周知,GDP核算存在不可避免的缺陷,但是不可否认的是,这是现存最合理的一种核算方式。改革开放20多年来,中国的经济增长引起了世界的关注,在人们津津乐道”东方睡狮”崛起的同时,似乎我们更应该着重分析这种现象背后的原因。由于我们分析视角的局限性,不可能面面俱到。在此,我们运用计量经济学的方法,采用1994年和2002年的中国各地区的截面数据,试图从支出法国内生产总值核算出发对我国经济增长的影响因素进行一些实证分析。
二．样本数据选取及模型设定：
&回归模型设立如下：
&Yi =β0& +β1 X1i +β2 X2i +β3 X3i +ui
Yi----------GDP总额X1i----- 最终消费X2i------资本形成总额X3i-------货物和服务净出口Ui------随机扰动项
&β1、、β2、、β3-------待估参数&&& (I=1, 2)
&变量采用截面数据，样本期为:1994年和2002年。具体数据(现价计算)如下：
表1&& 2002年数据（单位：亿元）
地区&GDP&最终消费&资本形成总额&货物和服务净出口
北京&9.81&7.12
天津&.21&.78
河北&9.62&.98
山西&4.01&919.23&-61.11
内蒙古&2.48&847.89&-177
辽宁&1.47&.21
吉林&4.68&898.45&-25.45
黑龙江&7.75&.81
上海&5.67&.7
江苏&1.91&.23
安徽&2.95&.76
福建&4.05&.84
江西&9.65&999.28&1.56
山东&1.15&.24
河南&1.71&.56
湖北&9.7&.45
湖南&2.95&.1
广东&1.15&.9
广西&8.54&877.93&-121.11
海南&603.88&331.22&275.99&-3.33
重庆&8.89&990.05&-198.56
四川&4.1&.34
贵州&.31&649.33&-354.59
云南&6.25&887.49&-181.42
西藏&174.72&99.95&72.19&2.58
陕西&9.11&0.85
甘肃&.32&538.62&-52
青海&337.76&221.55&245.84&-129.58
宁夏&329.28&249.26&245.22&-165.2
新疆&.92&864.27&-214.91
表2&& 1994年数据(单位:亿元)
地区&GDP&最终消费&资本形成总额&货物和服务净出口
北京&.29&902.63&19.68
天津&725.14&323.76&430.9&-29.52
河北&9.29&884.46&243.74
山西&857.63&494.91&385.71&-22.99
内蒙古&681.92&406.88&331.11&-56.07
辽宁&9.61&.57
吉林&944.44&577.59&389.93&-23.08
黑龙江&9.21&566.21&32.41
上海&.89&.58
江苏&1.45&.5
浙江&3.68&.44
安徽&.64&598.87&6.96
福建&.2&756.34&-7.2
江西&944.75&597.09&368.62&-20.94
山东&9.34&.07
河南&8.86&883.44&142.13
湖北&8.13&746.91&90.67
湖南&3.62&581.52&-0.72
广东&2.43&.15
广西&.21&477.82&-53.2
海南&330.95&156.47&224.17&-49.69
四川&9.41&.06
贵州&517.96&388.91&154.55&-25.5
云南&973.97&570.45&433.59&-30.07
西藏&46.76&32.74&23.07&-9.05
陕西&816.58&570.34&398.55&-152.31
甘肃&451.66&319.11&177.63&-45.08
青海&138.25&92.17&60.1&-14.02
宁夏&134.23&95.17&69.12&-30.06
新疆&673.68&375.2&487.55&-189.07
注：表1，表2数据分别来自2003年和1996年《中国统计年鉴》
三．模型检验
&&& 首先采用2002年数据，进行如下分析：
&假设模型中随机误差项Ui满足古典假设，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济计算机软件Eviews计算可得如下结果：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/20/04&& Time: 13:55
Sample: 1 31
Included observations: 31
Variable&Coefficient&Std. Error&t-Statistic&Prob.&
C&-0....8979
X1&1..5.343&0.0000
X2&0..1.705&0.0000
X3&0..1.197&0.0000
R-squared&1.000000&&&& Mean dependent var&
Adjusted R-squared&1.000000&&&& S.D. dependent var&
S.E. of regression&1.083501&&&& Akaike info criterion&3.118187
Sum squared resid&31.69732&&&& Schwarz criterion&3.303217
Log likelihood&-44.33189&&&& F-statistic&
Durbin-Watson stat&2.485296&&&& Prob(F-statistic)&0.000000
回归方程为：
Y=-0.+1.*X1+0.*X2+0.*X3（0.438992）&&& （0.000380）&&&& （0.000444）&&&&& （0.000969）
&t=（-0.129562）&&& （）&&&&& （）&&&& （）
&R2=1.000000&&&& F=
经济意义检验
&由回归估计结果可以看出,最终消费、资本形成总额、净出口与GDP的增长线性正相关,这与现实中GDP随最终消费、资本形成总额、净出口的增加而增长是相符的。
统计推断检验
&从估计的结果可以看出，可决系数R2=1.000000, F统计量=，表明模型在整体上拟合地比较理想。系数显著性检验：给定α=0.05，明显地，X1、X2、X3的t的P值小于给定的显著性水平，拒绝原假设，接受备择假设，表明最终消费、资本形成总额、净出口对国内生产总值有显著性影响。
计量经济学检验
多重共线性检验:
&由表3可看出,模型整体上线性回归拟合较好,R^2很大,F值,t值均大于给定显著性水平下临界值,则说明该模型不存在多重共线性.
&2．异方差检验:（采用WHITE检验）
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic&0.807696&&&& Probability&0.614457
Obs*R-squared&7.971458&&&& Probability&0.537025
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/20/04&& Time: 14:36
Sample: 1 31
Included observations: 31
Variable&Coefficient&Std. Error&t-Statistic&Prob.&
C&-2....4720
X1&0....7220
X1^2&-8.68E-06&7.14E-06&-1..2373
X1*X2&1.95E-05&1.78E-05&1..2860
X1*X3&9.92E-06&1.45E-05&0..5023
X2&0....8018
X2^2&-1.19E-05&1.03E-05&-1..2592
X2*X3&-3.51E-06&1.07E-05&-0..7459
X3&-0....5329
X3^2&-7.93E-06&2.43E-05&-0..7476
R-squared&0.257144&&&& Mean dependent var&1.022494
Adjusted R-squared&-0.061223&&&& S.D. dependent var&4.906502
S.E. of regression&5.054467&&&& Akaike info criterion&6.334118
Sum squared resid&536.5004&&&& Schwarz criterion&6.796695
Log likelihood&-88.17884&&&& F-statistic&0.807696
Durbin-Watson stat&2.007909&&&& Prob(F-statistic)&0.614457
&F=0.807696& Obs*R-squared= 7.971458& 查分布表得χ20.05（3）=7.81473& Obs*R-squared= 7.971458,则接受H1，表明随机误差Ut存在异方差。
&用WLS估计法对异方差进行修正，取权数w=1/e2& 由EVIEWS操作得：表5
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/20/04&& Time: 14:50
Sample: 1 31
Included observations: 31
Weighting series: W
Variable&Coefficient&Std. Error&t-Statistic&Prob.&
C&-0....3652
X1&1..07E-05&.0000
X2&0..85E-05&.0000
X3&0..65E-05&.0000
Weighted Statistics&&&&
R-squared&1.000000&&&& Mean dependent var&
Adjusted R-squared&1.000000&&&& S.D. dependent var&
S.E. of regression&0.007202&&&& Akaike info criterion&-6.908945
Sum squared resid&0.001401&&&& Schwarz criterion&-6.723914
Log likelihood&111.0886&&&& F-statistic&4.11E+12
Durbin-Watson stat&2.141010&&&& Prob(F-statistic)&0.000000
Unweighted Statistics&&&&
R-squared&1.000000&&&& Mean dependent var&
Adjusted R-squared&1.000000&&&& S.D. dependent var&
S.E. of regression&1.154538&&&& Sum squared resid&35.98987
Durbin-Watson stat&2.213957&&&
&所以，修正后的模型为：
Y =-0.+1.*X1+0.*X2+0.*X3
&（0.004204）&&& （2.07E-05）&&&& （2.85E-05）&&&&& （3.65E-05）
&t=（-0.921002）&&& （48206.21）&&&&& （35032.30）&&&& （27405.22）
&R2=1.000000&&&& F=4.11E+12
3．自相关检验：
&根据表5估计的结果，DW=2.213957，在给定显著性水平为0.05，n=31, k’=3时，查Durbin-Waston表得下限临界值dL=1.229，上限临界值du=1.650,可见DW统计量du=1.650&2.-du=2.350,由此可判断模型不存在自相关。
&通过以上对2002年数据的分析，我们得出如下方程：
Y =-0.+1.*X1+0.*X2+0.*X3
&（0.004204）&&& （2.07E-05）&&&& （2.85E-05）&&&&& （3.65E-05）
&t=（-0.921002）&&& （48206.21）&&&&& （35032.30）&&&& （27405.22）
R2=1.000000&&& F=4.11E+12
&接着我们引入1994年的数据,运用相同的方法进行分析,最终模型为：
Y = 0. + 0.*X1+1.*X2+0.*X3
&& （0.052450）&&&&&&& （7.25E-05）&&&&& （4.22E-05）&&&&& （0.000239）
&t=(0.201872)&&&&&&&&& (13785.01)&&&&&&& ( 23698.92)&&&&&& ( )
&R^2=1.000000&&&&&&&&&&& F=6.88E+08
&说明：本文之所以选择94年的数据做对比是因为从1993年开始中国取消使用MPS体系核算GDP，而代之以单一的SNA体系。
&从两个模型的对比分析来看，各变量前的系数相差很小，这表明最终消费、资本形成总额、货物和服务的净出口对GDP的影响是趋于稳定的，从而保证了模型在很大程度上存在稳定性。同时，我们可以很明显地看出“三驾马车”对GDP存在不相上下的影响，其系数都非常接近1。
&上世纪90年代初，中国部分地区出现了经济过热现象，特别是在房地产领域的投资大大增加，故1994年的资本形成总额对GDP的贡献相比其他两因素要稍大。
&而在2002年的模型中，最终消费对GDP的影响相对较大，原因可能是自1998年以来连续几年国家宏观调控政策中一直强调扩大内需，鼓励消费，而且人们的消费习惯、消费观念都发生了变化，引起边际消费倾向的提高。
&另外,02年净出口对GDP的影响也相对有所提升.原因主要有三个方面:首先,入世效应得到极大释放：入世后政府明显放宽民营企业的出口经营权，使得民营企业出口量呈现迅猛增长的良好形式；二是入世使国外特别是发达国家对我国出口的限制明显减少，刺激了我国具有明显比较优势的产品如家电，纺织品的出口；三是跨国公司加快将制造业基地向我国转移，导致外商投资企业出口增长加快。其次,2002年初国家明显加大了推行出口货物免、抵、退税范围，加上一些地区纷纷采取措施刺激出口增加，极大得调动了企业的出口积极性。另外,美元的阶段性贬值对我国扩大出口也产生了积极影响。人民币与美元挂沟,美元对欧元、日元等主要世界货币的贬值，意味着人民币对其贬值，从而在一定程度上刺激出口。
&本文不想简单的对用支出法计算GDP做验证，因而引入1994年的数据做对比，希望能从中发现问题，得出一些有意义的结论，进而提出政策建议。但遗憾的是，当我们把两年的最终模型确定下来时，却发现二者差距甚小，这充分说明：我国在引进SNA体系初期，就已经实现了核算体系的成功转变。
&由于经济理论知识的欠缺，因此不能作出深层次的的经济分析。本论文的着重点并非在结论，而在于利用计量经济学这种定量的分析方法，解决现实中的问题。
参考书目：
&《计量经济学》& 庞皓主编&& 西南财经大学出版社& 2002年版
&《国民经济核算概论》肖红叶 周国富编著& 中国财政经济出版社 2004年版
&《中国国民经济核算与宏观经济问题研究》&& 许宪春著&& 中国统计出版社
&《中国宏观经济运行与经济波动》& 柳欣主编& 人民出版社 2003年版
&《发展经济学》 黄卫平 彭刚主编& 四川人民出版社& 2003年版
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办公室关系和睦，作为实习生积极一些，可以学习到很多东西…
不太像外企，更像是内资家族企业…
2016我国经济增长三大影响因素实证分析
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来源：网络&&&&&&&&
【看准网（）】经济论文频道小编搜集的范文“2016我国经济增长三大影响因素实证分析”，供大家阅读参考，查看更多相关论文 ，请访问经济论文频道。
内容摘要：本文在对以往相关经济增长理论或模型和相关研究进行简单回顾的基础上，对我国1985—24年间相关统计数据进行收集和整理，实证分析了消费、投资、进出口贸易对我国经济增长的影响，并就如何进一步促进我国经济持续快速健康发展提出建议。 　　关键词：消费 投资 国际贸易 经济增长 实证分析 　　 　　消费、资本积累和国际贸易历来是经济增长理论或模型中考虑的重点要素。在开放经济的增长模型中，本国与外国可以通过商品贸易，也可以通过资本流动进行交流。在我国未完全开放资本项目、对资本项目进行管制的客观现实下，可以认为商品贸易是交流的主要形式，而我国利用外资的主要形式FDI实际上可以归入投资。 　　本文对消费、投资和国际贸易三者同时进行实证研究，从量和增长率两个角度出发，把国际贸易中的进口和出口分离进行研究，最后给出合理解释和建议。 　　 　　 我国GDP、进出口、投资和消费发展概况及分析 　　 　　改革开放以来，中国经济快速增长，成为了世界增长最快的经济体，国内生产总值（GDP）从1985年的8964.4亿元上升到24年的亿元，以年均15%的速度增长；出口总额从88.9亿元上升到4913.3亿元，年均增长24%；进口总额，从1257.8亿元上升到46435.8亿元，年均增长21%；全社会固定资产投资总额，从2543.19亿元上升到7477.4亿元，年均增长19%；社会消费品零售总额从381.4亿元上升到5395.1亿元，年均增长15%。通过分析说明各项具有一定的相关性。但统计和计量经济知识显示，具有相关性的各项也许并不具有真正意义上的相互作用关系，需要通过相关模型来检验证实。 　　（一）验证模型的建立 　　本文将从凯恩斯提出的：Y=C+I+（X-M），即总产出=总消费+总投资+（出口-进口）这一国民经济核算体系中的恒等式出发，对相关数据进行整理，从变量之间量的关系和增长率的关系两方面出发（因为国民经济的增长关键不是量的增长而主要是增长率的变化），利用SPSS13.软件，运用最小二乘法进行估计，得出在我国实践中的变量之间的数量关系。 　　本文使用的各变量时间序列数据取自中国可持续发展信息网并经过整理。在分析中，本文以GDP代替总产出，以全社会固定资产投资总额代替总投资，以全社会消费品零售总额代替总消费，所有数据都按照当期汇率换算为人民币计价，为了减少价格因素的影响，所有数据都按照居民消费价格总指数换算成以1985年不变价格计算的各年度值，进一步的，为了减少异方差的影响，对所有数据进行自然对数处理，实际建立的模型如下： 　　Y=a+a1 C+a2 I+a3X+a4M+u（1） 　　以及 　　△Y=b+b1△C+b2△I+b3△X+b4△M +v （2） 　　其中，ai、bi(i=、1、2、2、4)是常数，Y、C、I、X、M分别代表相关变量的自然对数值，u、v是随机误差项，a1、a2、a3、a4和b1、b2、b3、b4分别是各变量的产出弹性。 　　（二）实证分析与结果 　　1.对模型（1）的检验输出结果及分析，见表1所示。 　　 　　表1显示，模型（1）的t检验结果很好，均通过了显著性水平为95%的显著性检验，不存在多重共线，DW值为1.3，接近2，说明随机误差项不存在自相关或自相关性很弱，可以不考虑。所以模型（1）的回归方程可以写作为： 　　Y=2.958 + .35X - .2M + .3111 + .369C　　R2=.915 　　　(6.993)(5.537) (-2.466)(3.371) (3.125) 　　该模型表明，回归方程可以解释产出变动的99.5%，出口每增加1元，产出相应增加（.35+2.958）元；进口每增加1元，产出相应增加（2.958-.2）元，但是，当进口过多的增加，将会对产出产生负面作用；投资每增加1元，产出相应增加（2.958+.311）元；消费每增加1元，产出相应增加（2.958+.369）元。说明在1985—24年这一样本区间内，总体来说消费对总产出的拉动作用最大，投资和出口位列二、三位，但三者对总产出的拉动作用相差不大。出口与进口对总产出的影响大致相当，效果相反，只是前者的影响稍大一些。 　　2.对模型（2）的检验输出结果及分析，见表2所示。 　　直接对模型（2）进行回归，回归结果见表2。结果表明回归方程通不过显著性水平为95%的显著性检验。需要对方程进行修正。 　　再对模型（2）采用向后逐步回归法进行回归，分A、B两种情况： 　　A ：常数项不为，结果见表3，虽然DW值为1.214，接近2，表明不存在一阶自相关，但结果表明方程依然通不过显著性水平为95%的显著性检验。 　　 转贴于 看准网
　　B：常数项为，结果见表4，结果表明，t 检验结果很好，均通过了显著性水平为95%的显著性检验，不存在多重共线，DW值为1.411，接近2，说明随机误差项不存在自相关或自相关性很弱，可以不考虑。所以模型（2）的回归方程可以写作为： 　　△Y= .112△X + .258△I + .37△C　　R2=.915 　　　　　(3.121) 　(4.313)　　(2.867) 　　该模型表明，回归方程可以解释产出变动率的91.5%，出口每增加1%，产出相应增加.112%；投资每增加1%，产出相应增加.258%；消费每增加1%，产出相应增加.37%。说明在1985—24年这一样本区间内，总体来说消费的增长率对总产出的增长率拉动作用最大，投资和出口位列二、三位，进口的增长率对总产出的增长率的影响在模型中无法反映出来。 　　 　　结论及建议 　　 　　值得注意的是，模型（1）中，进口并不是总会对一国的总产出产生负面作用，虽然进口变量的系数为负，但是适量的进口还是带动了产出的增加，虽然这一作用并不明显。原因是因为进口并不是单纯的对最终消费品的进口而导致对国内商品需求减少进而抑制国内产出，随着世界分工向广度和深度的进一步发展以及跨国公司的崛起，进口中往往包含有有利于优化进口国产业结构、扩大经济规模、促进科技进步和生产率提高的先进设备和技术，跨国公司先进的经营管理理念也容易被进口国企业和政府模仿，从而增加一国的知识存量和带动制度创新，最终对一国的经济发展和经济产出产生带动作用。 　　以上分析的进口对经济增长率的作用并没有在模型（2）中反映出来，说明以上进口效应在我国实践中并没有明显显现出来，可能是不同阶段的进口效应对产出率作用方向相反造成的，因为我国经济从短缺经济到产剩经济的过渡，必然在对进口商品的作用、结构和质量上有不同的要求，导致进口对产出的影响不同；或者是进口对产出率的作用在短期内效果不大，长期作用效果明显，无论怎样，可以说，在样本区间内进口对产出率的影响是中性的，并没有对产出产生明显的抑制效应，但是从模型（1）中可以看出进口超出一定上限就将对产出产生负面影响，这就要求我国的进口行业需要集中引进能够填补国内供给空缺的能够增加国内生产能力的中间产品，或直接引进国内不可能生产的高科技产品来提升我国的产业结构和劳动生产率。尽可能利用较少的进口结合国内资源来实现尽量多的“索洛剩余”，发挥进口对经济增长的积极作用，抑制或弥补它的消极作用。政府部门也要制定相关政策，不可一味盲目对进口设限。 　　实证分析结果说明1985年—24年总的来说并没有严重偏离国民经济内部各个部门均衡发展的要求。但是，就现实经济运行情况来看，也有一些问题需要注意和解决，具体体现在以下几方面： 　　虽然出口在量上对经济增长影响弹性系数达.35，与投资和消费相当，在增长率上对经济增长率影响弹性系数达.112，但是现实情况不容许我们盲目扩大出口。 　　扩大内需是促进经济增长的不变真理。无论从量还是从增长率来看，消费对产出的影响都是最大的。我国作为世界上人口最多的国家，国内市场消费潜力巨大，要充分利用好这一资源，必须提高国内居民的购买力，不断使产业结构和消费结构相匹配，减小贫富差距，特别要致力于提高农民收入，实现城乡、东中西部协调发展，完善社会保障体系。 　　投资仍然可以扩大，但需谨慎合理。从模型中可以看出，投资对产出的影响仅次于消费，并且贡献较大。我国现阶段正处于工业化和城市化进程中，资本形成对经济增长的作用不言而喻，虽然我国的投资率明显高于发达国家和周边工业化国家，但是主要还是投向了高能耗的外延扩张为主的粗放型部门，收效甚微，低水平重复投资现象严重，对环境也造成了严重破坏，所以今后还是要致力于投资结构和力度的调整，加强房地产开发和土地使用总量的控制，特别要注意外资进入房地产行业造成的输入型价格上升与国内房产需求价格水平的背离，控制银行信贷规模也是防止经济泡沫的重要手段，国家近期虽然调高了贷款利率，但是这也增加了货币在银行体系内部的囤积，加上股东对银行利润的期望，政策效果有待时间的检验。 　　 　　参考文献： 　　1.朱保华.新经济增长理论.[M]上海：上海财经大学出版社，1999 　　2.康赞亮，张必松.FDI国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型.[J]国际贸易问题，26，(2) 　　3.刘金全，于惠春.我国固定资产投资和经济增长之间影响关系的实证分析.[J]统计研究，22，(1) 　　4.刘学武.投资、消费、国际贸易与中国经济增长
年经验分析.[J]世界经济，22，(9) 　　5.保罗-克鲁格曼.萧条经济学的回归[M].北京：中国人民大学出版社，1997 转贴于 看准网 """
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