促进内蒙古经济发展的因素分析

1、促进内蒙古经济发展的因素分析摘要：“西部大开发”发展战略的实施西部落后地区迎来了发展的机遇，内蒙古作为西部的一个省，也将抓住机遇积极发展经济。近年来内蒙经济在全区的结构调整和西部大开发的过程中有了长足的发展,但是在发展中也存在一些问题和困难,需要我们认真重视、研究并加以改进,本文就影响内蒙古经济发展的因素进行了分析,并提出了一些的建议。关键词：GDP 地区生产总值 基本建设投资 社会消费品零售总额 第三产业 发挥怎样才能使内蒙古更好更快地发展起来呢？在经济建设中又应当注重哪些方面呢？下面我对其影响经济的几个因素进行了分析。数据如下：(表1)年 份生产总值（亿元）Y社会消费品零售总额(亿元)X1

2、基本建设投资(亿元)X2固定资产投资(亿元)X3出口总额(亿元)Z1进口总额(亿元)Z2实际利用外资额(万美元)X5教育事业投资(亿元)X61985163.8375.63735.6848 52.42 4.38801.51735304.8420 1986181.58 84.88097.2939 47.57 6.36562.54306645.5765 1987212.27 96.30065.4114 53.32 8.43102.882011206.0345 1988270.81 118.89675.0165 72.05 10.93903.19139617.1570 1989292.69 125.6

3、8754.5852 70.68 12.51583.603330507.7245 1990319.31 130.57604.9415 70.77 16.94838.341525308.5647 1991359.66 145.52076.2478 100.66 22.45979.709555328.5884 1992421.68 168.68516.3988 149.24 31.916818.7901791010.0203 1993532.70 202.14786.1791 217.40 56.184347.98071921312.2475 1994681.92 247.29135.7617 25

4、0.99 51.3373400400 1995832.88 295.01615.6159 273.06 50.678543.08866180116.5580 1996984.78 335.36017.5551 275.54 56.913246.97823835519.7786 19971099.77 367.91579.1114 317.50 60.945847.67304420920.2451 19981192.29 400.887214.3054 350.16 68.163546.55384425324.2189 19991268.20 437.381318.17

5、97 383.37 75.002858.09584013327.5159 20001401.01 483.981434.3664 430.42 84.711484.06975481929.7521 20011545.79 537.307151.3916 496.43 94.3996116.50394734239.7389 20021734.31 598.964681.2413 715.09 113.4776135.25035821148.2847 20032150.41 726.763078.1312 1209.44 119.2581138.43946652954.3525 （资料来源：内蒙古

6、统计局、中国统计年鉴）其中：Y代表地区生产总值，X1代表社会消费品零售总额，X2代表基本建设投资，X3代表固定资产投资总额， Z1代表出口总额,Z2代表进口总额，X5代表实际利用外资额,X6代表教育事业投资总额。(一)建立模型并回归根据计算国民生产总值的支出法可知：GDP=消费支出+投资支出+政府支出+净出口。结合数据设模型的函数形式为：Y=a0+a1*X1+a2*X2+a3*X3+a4*X4+a5*X5+a6*X6+u (式1)先利用GENR生成X4=Z1-Z2,再运用OLS估计方法对式1中的参数进行估计，得回归分析结果：（表2）Dependent Variable: YMethod: Le

7、ast SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:31Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.0.11.378550.0000X2-0.1.-0.0.4534X30.0.0.0.4221X53.45E-050.0.0.9458X6-2.4.-0.0.6350C-91.5276110.49876-8.0.0000R-squared0. Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0. S.D

8、. dependent var597.4553S.E. of regression16.67253 Akaike info criterion8.Sum squared resid3613.653 Schwarz criterion9.Log likelihood-76.81617 F-statistic4620.256Durbin-Watson stat0. Prob(F-statistic)0.（二）多重共线性的检验及修正1、检验表1的各估计量的t检验都不显著，而f检验显著，说明存在多重共线性。用简单相关系数矩阵法再次进行检验用，如表3：X1X2X3X4X5X6X1 1. 0. 0.-0.

9、 0. 0.X2 0. 1. 0.-0. 0. 0.X3 0. 0. 1.-0. 0. 0.X4-0.-0.-0. 1.-0.-0.X5 0. 0. 0.-0. 1. 0.X6 0. 0. 0.-0. 0. 1.由表3可以看出，该模型存在多重共线性。2、用逐步回归法修正多重共线性。（1）、运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程，即：Y= -79.08589+ 3.X2（-8.） （119.9085）R2= 0. AR2= 0. F= 14378.04(2)、逐步回归。将其余解释变量逐一代入上式结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的

10、二元线性回归方程，即：Y=-94.35986+ 3.*X2-1.X3 （-12.35871） （86.06483） （-3.） R2= 0. AR2= 0. F= 13330.58(3)、将其余解释变量逐一代入上式产生多重共线性，结合经济意义和统计检验保留X1和X2最终的线性回归方程为，Y= -79.08589+ 3.X2（-8.） （119.9085）R2= 0. AR2= 0. F= 14378.04回归结果如下：（表4）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:40Sample: 1985 2003

11、Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.0.86.064830.0000X2-1.0.-3.0.0012C-94.359867.-12.358710.0000R-squared0. Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0. S.D. dependent var597.4553S.E. of regression15.51929 Akaike info criterion8.Sum squared resid3853.576 Schwa

12、rz criterion8.Log likelihood-77.42685 F-statistic13330.58Durbin-Watson stat0. Prob(F-statistic)0.（三）异方差检验及修正：（1）首先用图示法检验。（图1）由图1可知模型可能存在异方差。（2）由于该模型是小样本，不适用White检。用Goldfeld-quandt检验。以X1得升序排列，去掉中间1/4的数据，n=19去掉5个数据。剩下的分为前后两部分，每部分各有（n-5）/2=7个数据。分别对这两部分进行回归，记录其残差平方和。样本范围在1985-1991的残差平方和为E1=224.4102。样本范围

13、在1997-2003的残差平方和为E2=2027.765。构造F统计量F*=E2/E1=9.在给定的显著性水平&=0.05下查F表的临界值F(5,5)=5.05。因为F*F,表明误差项存在异方差。（3）用arch检验模型进行检验。（表5）Dependent Variable: E2Method: ML - ARCHDate: 12/18/05 Time: 11:53Sample(adjusted): 1988 2003Included observations: 16 after adjusting endpointsConvergence achieved after 55 iteratio

14、nsCoefficientStd. Errorz-StatisticProb. C91.00901142.91890.0.5243E2(-1)0.0.0.0.3893E2(-2)-0.0.-0.0.5446E2(-3)0.0.0.0.6939 Variance EquationC12367.3836189.050.0.7325ARCH(1)-0.0.-2.0.0188GARCH(1)0.1.0.0.7016R-squared0. Mean dependent var197.0166Adjusted R-squared-0. S.D. dependent var177.0589S.E. of r

15、egression186.0743 Akaike info criterion13.24010Sum squared resid.7 Schwarz criterion13.57811Log likelihood-98.92079 F-statistic0.Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.由表可知：过程阶数P=1时为最佳。此时Obs*R-squared=3.，在给定的显著性水平&=0.05下查卡方分布表的临界值为3.84146.因为Obs*R-squareddu,根据判定区域可知DW值落入不拒绝Ho区域内，即其无一阶自相关。最终的样本回归方程为：

16、Y=-86.67634+3.X1-0.X2 (-38.18826) (143.4637) (-4.)R2=0. AR2=0. F=.6最终的总体回归方程为：Y=-86.67634+3.X1-0.X2+u其中Y代表内蒙古的地区国民生产总值，X1代表社会消费品零售总额，X2代表基本建设投资。（五）总结分析由模型可以看出：在变量为零时，内蒙的国民生产总值平均保持在-86.67634亿元的水平，内蒙古历来都以牧业为主，多是自产自销，这部分价值不计入GDP中，其他产业在逐步发展，水平还比较低，国家的财政补贴和许多对内蒙的转移支付再加上地区的贸易逆差都可能造成内蒙古GDP核算出现负值的情况。在其他变量不变

17、时，每增加一亿元的社会消费品零售总额GDP平均增加3.亿元；在其他变量不变时每增加一亿元的基本建设投资，GDP平均减少-0.亿元；说明，促进内蒙古经济发展的主要原因是社会消费品零售.基本建设投资的增加要减少GDP，可能是因为近年来为追求国民生产总值的快速曾长对基本建设进行盲目投资，低水平重复建设比较严重，导致投资很多收效甚微；还有可能是数据不够准确造成的。该模型提示我们在发展经济的过程中要注意结合实际不能盲目激进。应当在保持社会消费品零售和基本建设投资稳步合理的增长的同时，加大其他方面的投资和建设。（六）建议目前，内蒙古经济发展速度不快，人民生活水平还不高，与东部发达地区相比存在着较大的差距，

18、为其能更快更好的发展，应当：首先：加大对农牧业投资，提高其抵御自然灾害的能力，巩固内蒙古的基础经济，打好发展经济的根基。只有具备良好的基础，才能实现经济的高速发展。其次，针对国民经济整体素质不高，产业结构不尽合理的问题，可以结合自己优势，加快如饮食业、旅游业、服务业等第三产业的发展，以此拉动经济的增长。内蒙古的消费支出中生活必需品的支出占较大一部分，恩格尔系数较大，第三产业的发展可以增加居民的收入，促进消费方向转变，提高国民经济的整体水平。第三、引进东部及国外先进的生产技术、管理经验及成功的经验，深化企业改革，提高资源的利用效益，提高产业和商业的竞争力，使其成为促进经济增长的主力军。第四、大力

19、发展高等教育，积极创造良好的条件留住人才、吸引人才，在经济发展中重视人才，发挥人才的主导作用。第五、在中央政府的大力支持和扶植下，提供各种便利和优惠引进外资，解决制约内蒙古经济发展的资金短缺的瓶颈问题。第六、凭借自己的优势或比较优势积极参与国际贸易，提高进出口贸易总额，拉动经济的增长。只要坚持“抓住机遇、深化改革、扩大开放、促进发展、保持稳定”的基本方针，正确处理改革、发展、稳定的关系，紧紧抓住经济体制和经济增长方式转变这一关键，全面实施资源转换、开放带动、科教兴区、人才开发和名牌推进等五大战略措施，切实抓好调整结构、提高效益、开拓市场三个重要环节，就能提高内蒙古综合经济实力、可持续发展能力和

20、国民素质全面，促进经济的稳步快速的发展。参考文献：温元凯 把脉内蒙古经济症结内蒙古自治区农村经济发展现状浅析我国城镇居民储蓄存款模型的分析 郑志峰 西方经济学 4摘要：本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型。通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小，值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。1 、我国城镇居民储蓄模型各个解释变量及被解释变量的分析一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：1.1 收

21、入因数收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。在本文中，我们选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。具体数据来源见下表：年份城镇居民总收入（亿元）城镇居民收入增长率1978592.19331979749.04750.1980914.12640.19811009.3570.19821149.8240.19831257.590.19841566.1490.1985185

22、4.6980.19862375.3130.19872773.2160.19883382.5710.19894058.5010.19904560.0490.19915306.3820.19926520.5860.19938550.0090.199411946.170.199515065.020.199618051.030.199720356.870.199822572.760.199925610.080.200028828.970.200132969.980.200238677.30.数据来源：各年份的中国统计年鉴1.2 利息率传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文

23、中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。1.3 物价水平物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。1.4 收入分配凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数，本文选用的是中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数。1.5 储蓄水平在本文中，我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。计算方法是：储蓄率=当年城镇居民储蓄增量/当年城镇居民总可支配收入。具体数据来源见下表：年份城镇储蓄

24、增量（亿元）城镇居民总收入（亿元）城镇居民储蓄率197947.7749.04750.198079.9914.12640.198171.61009.3570.198293.21149.8240.1983125.31257.590.19842041566.1490.1985281.21854.6980.1986414.62375.3130.1987603.32773.2160.1988604.23382.5710.19891104.44058.5010.19901493.94560.0490.19911646.75306.3820.19921967.26520.5860.19932735.2855

25、0.0090.19945075.511946.170.19956763.915065.020.19967383.518051.030.19976297.420356.870.19985818.822572.760.19995438.225610.080.20003572.528828.970.2001796432969.980.200211563.6738677.30.数据来源：各年份的中国统计年鉴2、模型的形式和参数估计以及各种检验2.1 模型的建立我们的模型是：rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b3*rcpi+b4*gini+u 的形式其中，c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人

26、们也要花钱消费，储蓄率为负。 b1度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。b2 度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。b3度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。b4度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。u是随机误差项。我们的模型数据样本为从19792002年。年份城镇居民储蓄率城镇居民收入增长率一年期储蓄利率通货膨胀率城镇居民基尼系数19790.0.3.780.020.1619800.0.5.040.0.1519810.0.5.40.0.1519820.0.5.670.018970.1519830.0.5.760.0.16198

27、40.0.5.760.0.1919850.0.6.720.088360.1919860.0.7.20.0.219870.0.7.20.0.2319880.0.7.680.0.2319890.0.11.120.0.2319900.0.9.920.0.2419910.0.7.920.0.2519920.0.7.560.0.2719930.0.9.260.0.319940.0.10.980.0.2819950.0.10.980.0.2819960.0.9.210.0.2919970.0.7.170.0.319980.0.5.02-0.0260.29519990.0.2.89-0.029930.320

28、000.0.2.25-0.015010.3220010.0.2.25-0.00790.3320020.0.2.03-0.013080.319数据来源：各年份的中国统计年鉴利用eviews回归结果如下 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0.-5.0.0000RGPI0.0.1.0.0875I0.0.6.0.0000RCPI0.0.0.0.9065GINI1.0.7.0.0000R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E.

29、of regression0. Akaike info criterion-3.Sum squared resid0. Schwarz criterion-3.Log likelihood43.64860 F-statistic39.60525Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.Rsave=-0.+0.*rgpi+0.*i+0.*rcpi+1.*gini.2.2 模型的检验2.21.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。2.22统计检验 R值为0.，校正后的R值为0.，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.605

30、25，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。2.23计量经济检验多重共线性的检验 从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现RGPI和RCPI不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃RCPI这个变量，重新做回归分析得到： rsave= rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b4*gini+uVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0.-6.0.0000RGPI0.0.2.0.0119I0.0.7.0.0000GINI1.0.8.0.0000R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-3.Sum squared resid0. Schwarz criterion-3.Log likelihood45.54360 F-statistic58.11739Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0. 从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此rsave= -0.+0.*rgpi