经济增长因素分析

1、PAGE PAGE 18皑应用回归课程论扳文白论文题目白：拌影响经济增长因跋素的分析盎 叭 敖学生姓名稗：搬 霸 伴学 号凹：扒 爸专 业芭：霸 捌 捌 班班 级绊：版 暗指导教师坝：背 矮 板完成日期百： 案2010笆年 7月 1日熬我国经济增长因奥素分析内容摘要案本文引入资本形板成总额、最终消搬费和净出口三个绊解释变量, 以熬支出法GDP核搬算理论为基础,哎运用应用回归所爱学的方法,分析阿国内生产总值这柏一被解释变量与百之的关系.从中岸国的实际情况出熬发,在利用20班07年度截面数岸据分析的基础上哀,又引入199袄9年各地的截面翱数据进行对比分巴析,进而分析各熬因素对国内生产俺总值的不同程

2、度拔的影响及其原因澳,最后提出我们敖的一些观点。 绊关键词懊：挨SNA 国伴内生产总值 澳 经济增长目录一 序言4办二 模型设定半埃4拌（一）变量的选蔼取背敖4癌（二）数据收集俺凹4岸三 估计参数唉皑5背四 模型检验柏斑5疤 （一）经济伴意义检验百败5挨 （二）统计霸推断检验矮吧5拔 （三）回归八检验傲挨5芭五 模型应用斑胺6奥六 政策性建议半吧6胺（一）努力扩大阿消费，增加经济般的稳定性昂哎7办（二）稳步增加瓣投资，提高企业爸的创新能力斑跋8鞍（三）积极发展白对外贸易，强化案经济增长的爱“埃发动机白”案摆8参考文献10附录11一 序言懊 佰发展经济学理论艾认为,一国的经熬济增长是指一个佰国家

3、的产品和劳颁务数量的增加,蔼或按人口平均的拔实际产出的增加坝,通常以国内生澳产总值（GDP唉）或它的人均数盎值来衡量。随着跋中国经济的迅速拔发展和实力的不肮断增强,国内外拌经济学家越来越案关心反映中国经拌济发展的国民经芭济核算,特别是扮国内生产总值核蔼算.柏国民经济是一个半极其复杂的运行埃系统,各经济变艾量之间存在着错绊综复杂的联系.哎国民经济核算是翱对国民经济运行暗过程和结果的核皑算,是从定量角邦度描述经济活动傲和经济循环的有叭力工具,是整个摆经济统计的核心败。目前,世界通昂常采用的国民经白济核算体系是联氨合国在1993扳年新修订的国民败经济账户体系（盎SNA）。斑长期以来，投资拜需求、消费

4、需求办、出口需求不同艾程度地刺激了国斑民经济的增长，胺通常被称为拉动般经济增长的爱“艾三驾马车肮”捌，所以研究三者把与国民经济增长芭之间的关系具有啊十分重要的经济柏意义。办支出法GDP是瓣指,一个国家或矮地区所有常住单笆位在一定时期内八用于最终消费、伴资本形成总额,般以及货物和服务碍的净出口总额,敖它反映本期生产奥的国内生产总值懊的使用及构成。凹最终消费分为居瓣民消费和政府消跋费.其中,居民扒消费是指常住住艾户墩货物和服务般的全部最终消费把支出.政府消费安是指,政府部门版为全社会提供公跋共服务的消费支隘出或免费或以较熬低价格向住户提摆供的货物和服务安的净支出.资本胺形成总额是指常昂住单位在一定

5、时摆期内获得的减去埃处置的固定资产氨家存货的变动,凹包括固定资本形跋成总额或存货增版加.固定资本形哎成总额是指常住鞍单位购置、转入翱和资产自用的固凹定资产,扣除固哀定资产的销售和伴转出后的价值,哀包括有形固定资颁产形成总额和无疤形固定资产形成拔总额.货物和服靶务净出口是指货柏物和服务出口间耙货物和服务进口矮的差额。澳众所周知,GD靶P核算存在不可柏避免的缺陷,但佰是不可否认的是傲,这是现存最合版理的一种核算方版式。改革开放3颁0年来,中国的伴经济增长引起了碍世界的关注,在八人们津津乐道矮“靶东方睡狮拌”氨崛起的同时,似按乎我们更应该着肮重分析这种现象板背后的原因。由绊于我们分析视角绊的局限性,

6、不可袄能面面俱到。俺在此,我们运用邦计量经济学的方袄法,采用199颁9年和2007芭年的中国各地区挨的截面数据,试伴图从支出法国内瓣生产总值核算出澳发对我国经济增白长的影响因素进办行一些实证分析癌。二 模型设定（一）变量选取笆Y瓣捌安GDP总额澳X俺1拌 最爱终消费芭X半2哀资蔼本形成总额挨X板3隘绊货物和服务净出鞍口瓣胺随俺机扰动项哀八i-八待奥估参数绊 敖(i=1,2,埃3)建立模型为：吧Y熬i 啊=柏版0 百+白跋1 哎X捌1 芭+绊盎2 矮X凹2挨+叭爱3稗 翱X柏3癌 哎+碍挨 吧其中叭板i 0奥 ( i =爸 1 , 2傲 , 3)（二）数据收集唉变量采用截面数胺据，样本期为:鞍1

7、999年和2搬007年。具体坝数据(现价计算邦)如下：班注：表1，表2奥数据分别来自2哀008年和20按00年中国统绊计年鉴皑对数据分别作Y柏与X1、Y与X扳2、Y与X3的爸散点图如下：版从散点图上看出巴：Y与X1、X办2、X3均呈正半线性相关关系。三 估计参数颁首先采用200般7年数据，进行伴如下分析：背假设模型中随机案误差项U敖i百满足古典假设，胺运用OLS方法靶估计模型的参数白，利用计量经济艾计算机软件Ev盎iews计算可氨得如下结果（见搬附表3）：回归方程为：哀Y = - 0傲.056877爱 + 1.00稗0356X1 笆+ 0.999叭513X2 +敖 0.9994八00X3隘（0

8、.4389阿92）（0.0哀00380） 案（0.0004把44）（0.0盎00969）跋t=（-0.1背29562）（颁2635.34百3） （225芭1.705）（傲1031.19罢7）矮R颁2把=1.0000搬00 矮F=79840爸870四 模型检验熬（一）经济意义翱检验袄由回归估计结果爱可以看出,最终奥消费、资本形成靶总额、净出口与盎GDP的增长线胺性正相关,这与白现实中GDP随叭最终消费、资本哎形成总额、净出熬口的增加而增长办是相符的。扳（二）统计推断捌检验搬从估计的结果可昂以看出，可决系扮数盎R拔2俺=按1.00000熬0柏,阿 F统计量=7挨9840870瓣，拌表明模型在整体白

9、上拟合地比较理俺想。系数显著性板检验：给定傲案=0.05，明吧显地，X1、X背2、X3的t的扳P值小于给定的隘显著性水平，拒阿绝原假设，接受绊备择假设，表明昂最终消费、资本蔼形成总额、净出笆口对国内生产总按值有显著性影响叭。爱X1、X2、X拜3的T值明显地笆显著，所以，X芭1、X2、X3疤对Y的影响也是埃显著的。（三）回归检验案多重共线性检验扮:鞍由表3可看出,疤模型整体上线性熬回归拟合较好,矮R2很大,F隘值,t值均大于敖给定显著性水平爱下临界值,则说笆明该模型不存在叭多重共线性.拌2异方差检验癌:采用WHIT奥E检验（见表4胺）袄由检验结果可得盎F=白0.80769霸6 Obs*稗R-sq

10、uar挨ed= 7.9懊71458 班查分布表得熬白2唉0.05背（3）=7.8八1473 O胺bs*R-sq啊uared= 蔼7.97145蔼8,则接受H1澳，表明随机误差敖按t笆存在异方差。板用WLS估计法按对异方差进行修笆正，取权数w=罢1/e2 板由EVIEWS袄操作得：（见附傲录表5）翱所以，修正后的白模型为：癌Y =-0.0肮03872 +叭 1.0000拌14X1+0.安999982X捌2+0.999哎973X3办（0.0042啊04）（2.0扮7E-05）（哎2.85E-0坝5）（3.65哀E-05）叭T =（-0.瓣921002）盎（48206.班21） （35爸032.30

11、）癌（27405.八22）蔼R吧2拜=1.0000佰00 耙F=4.11E奥+12扒3自相关检验般：百根据附表5估计邦的结果，DW=败2.21395板7澳，在给定显著性翱水平为0.05澳，n=31, 坝k=3时，查D啊urbin-W柏aston表得半下限临界值dL矮=1.229，案上限临界值du捌=1.650,捌可见DW统计量靶du=1.65半0碍2.21395跋7矮4-du=2板.350,由此靶可判断模型不存斑在自相关。绊通过以上对20鞍02年数据的分瓣析，我们得出如伴下方程：把Y =-0.0芭03872 +翱 1.0000翱1X1 + 0澳.99998X佰2 + 0.9奥9997X3班（0

12、.0042奥04）（2.0败7E-05）（隘2.85E-0挨5） （3.6案5E-05）耙t=（-0.9百21002） 巴 （482班06.21） 埃 （3盎5032.30氨） （叭27405.2跋2）摆R邦2爸=1.0000矮00 F昂=4.11E+皑12袄接着我们引入1氨999年的数据半,运用相同的方版法进行分析班,最终模型为：罢Y = 0.0拌10588 +皑 0.9999阿09X1+1.板000092X笆2+0.999鞍903X3绊（0.0524柏50）（7.2澳5E-05） 绊（4.22E-傲05）（0.0昂00239）坝T = (0.蔼201872)版 (137翱85.01) 稗

13、( 236按98.92) 岸 ( 418霸5.566)按R2=1.0矮00000 坝 斑 F=6.按88E+08五 模型应用按从1993年开碍始中国取消使用扒MPS体系核算版GDP，而代之扒以单一的SNA百体系。哎从两个模型的对叭比分析来看，各埃变量前的系数相捌差很小，这表明柏最终消费、资本埃形成总额、货物爱和服务的净出口把对GDP的影响霸是趋于稳定的，霸从而保证了模型肮在很大程度上存俺在稳定性。同时矮，我们可以很明矮显地看出俺“鞍三驾马车坝”唉对GDP存在不把相上下的影响，阿其系数都非常接八近1。伴上世纪90年代懊末，中国部分地爱区出现了经济过鞍热现象，特别是般在房地产领域的版投资大大增加，

14、俺故1999年的摆资本形成总额对半GDP的贡献相拜比其他两因素要哀稍大。邦而在2007年矮的模型中，最终半消费对GDP的袄影响相对较大，邦原因可能是自2败003年以来连艾续几年国家宏观跋调控政策中一直把强调扩大内需，鞍鼓励消费，而且埃人们的消费习惯半、消费观念都发碍生了变化，引起氨边际消费倾向的搬提高。颁另外,07年净熬出口对GDP的爸影响也相对有所柏提升.原因主要埃有三个方面:首碍先,入世效应得芭到极大释放：入挨世后政府明显放翱宽民营企业的出吧口经营权，使得拜民营企业出口量熬呈现迅猛增长的按良好形式；二是跋入世使国外特别背是发达国家对我敖国出口的限制明皑显减少，刺激了肮我国具有明显比凹较优势

15、的产品如澳家电，纺织品的板出口；三是跨国叭公司加快将制造背业基地向我国转俺移，导致外商投芭资企业出口增长澳加快。其次,2般007年初国家翱明显加大了推行斑出口货物免、抵绊、退税范围，加瓣上一些地区纷纷翱采取措施刺激出肮口增加，极大得傲调动了企业的出盎口积极性。另外罢,美元的阶段性暗贬值对我国扩大澳出口也产生了积隘极影响。人民币霸与美元挂沟,美芭元对欧元、日元袄等主要世界货币斑的贬值，意味着白人民币对其贬值哀，从而在一定程吧度上刺激出口。板本文引入199案9年的数据做对阿比，希望能从中八发现问题，得出胺一些有意义的结白论，进而提出政颁策建议。但遗憾哎的是，当我们把八两年的最终模型案确定下来时，却

16、巴发现二者差距甚把小，这充分说明阿：我国在引进S搬NA体系初期，败就已经实现了核胺算体系的成功转鞍变。败由于经济理论知拔识的欠缺，因此奥不能作出深层次耙的的经济分析。半本论文的着重点爱并非在结论，而败在于利用计量经罢济学这种定量的扮分析方法，解决敖现实中的问题。六 政策性建议柏经济的周期性波斑动是经济运行过凹程中本质的、内碍在的、固有的规板律，它是经济自澳身运行与政府调叭控相互作用的结皑果和反应，因此搬，在经济生活中拌，我们不仅要善肮于把握它，而且柏更重要的是我们案要善于利用它。懊努力扩大消败费，增强经济的哀稳定性。在经济扒运行的“三架马靶车”中，消费需爱求的增长最稳定罢，最持久。从稳坝定经济

17、增长的角耙度思考，应该逐疤步扩大消费需求败。要净化消费环奥境，提高城乡居白民收入，积极扩伴大政府消费。笆实证分析的结论伴是消费、投资和败净出口袄岸这扳“捌三驾马车按”扒对我国GDP确靶实产生了显著的摆影响，其中，最耙终消费对经济增芭长的拉动作用最澳大，投资次之，俺净出口的作用相艾对较小。尤其在岸2008年以来翱金融危机全球蔓柏延的情况下，外颁部需求急剧萎缩板，出口企业订单霸减少，产量下降唉，经营陷入窘境肮锐减，投资信心肮不足，投资和净蔼出口的拉动力度把正在减缓，由此坝所带来的经济增颁长后劲相对减弱懊。因此，我国要袄审时度势协调好矮“凹三驾马车埃”癌。捌努力扩大消费，扳增强经济的稳定坝性蔼在经济

18、运行的“艾三架马车”中，疤消费需求的增长拌最稳定，最持久颁。从稳定经济增斑长的角度思考，碍应该逐步扩大消把费需求。要净化办消费环境，提高斑城乡居民收入，袄积极扩大政府消百费。巴消费是促进经济罢增长的最终动力芭，也是发展生产坝的最终目的，消唉费水平的提高是拜人民生活水平得碍到改善的重要标跋志。要加强消费耙对经济增长的拉澳动作用，就要抓佰住消费升级的机靶会，要加快结构啊升级与优化资源拔配置，减轻工业白化对资源和生态斑环境造成的压力扮，走出一条可持坝续发展的新型工哀业化之路。俺（二）稳步增加埃投资，提高企业俺的创新能力伴要坚持有效的投碍资，不要简单的按求规模。对行业白进入标准要严加懊控制，不能让高跋

19、能耗、高污染的敖项目卷土重来，蔼导致新的产能过岸剩。创造良好投背资环境，多渠道伴吸引资金，并注半重招商引资的质胺量；采取各种措皑施拓展民间资本爸进入领域，激活拌民间投资，促进阿经济快速增长；翱引导企业加大研懊究开发力度，提芭升企业创新能力瓣，增强产品的国巴际竞争力。在保袄持高投资效率的盎同时，既要保证靶经济增长，又要挨提高经济增长的皑质量，转变经济摆增长的方式。与拌此同时，还应该耙把此次的金融危胺机，作为加快产爸业结构转型升级胺的一个机遇，实唉现可持续发展的癌必经之路。在当哀前宏观调控背景板下，驾驭好投资芭这驾癌“昂马车叭”罢当务之急是提高扮效率，使有效的把资金投入发挥出埃最大的经济增长颁动能

20、。比如改善蔼创业创新环境，耙培育文化创意、版总部经济等新产拜业门类及新型经懊济业态；创新金按融工具，保障成坝长型产业企业的案资金需求。颁（三）积极发展搬对外贸易，强化绊经济增长的绊“啊发动机爱”爸从出口需求看，鞍要增强外需对经巴济增长的拉动作吧用，克服世界金挨融危机、贸易摩氨擦加剧及世界经奥济增长减缓对出芭口市场的影响，澳调整和优化出口拜商品结构，提高坝出口商品的竞争按力。推动外贸增哀长方式转型升级拌，由原先的粗放靶型、低成本扩张吧为主向品牌型、熬高效益增长为主稗转变。继续实施凹多元化市场战略胺，努力扩大市场败份额。要以长远凹目光和开阔视野斑，在全球生产体阿系中重新确立自袄身的科学定位。绊鼓励

21、企业创新，懊加大政府政策扶百持力度，提高出扮口盈利水平。积埃极培育出口骨干佰企业和企业集团昂，继续调整出口氨结构，不断提高柏出口商品的技术暗含量和附加值水哀平，大力实施名八牌战略，走精品碍之路。芭综上所述，白“氨三驾马车罢”熬消费、投资、净拌出口贸易是我国败经济增长的源动岸力。因此，暗“百三驾马车白”昂每个要素的作用翱都不可忽视，同半时还要注意三者稗之间的相互作用安。参考文献凹1埃.朱保华.新经奥济增长理论.暗M佰上海：上海财经傲大学出版社，暗1999 搬2.靶康赞亮，张必松肮.摆FDI八国际贸易及我国摆经济增长的协整办分析与败VECM佰模型.暗J斑国际贸易问题，翱2006佰，叭(2)搬坝 扮

22、3.搬刘金全，于惠春挨.我国固定资产袄投资和经济增长袄之间影响关系的吧实证分析八.J爸统计研究，跋2002，(1芭)版 瓣4.安刘学武.投资、案消费、国际贸易奥与中国经济增长跋绊1989-白绊1999把敖年经验分析.捌J阿世界经济斑2002,(9哀)斑5.庞皓 懊计量经济学板 科学出版社哎6.朱钰，爱杨殿学统计学罢 西北工业大邦学出版社附录图1 氨表1 20佰07年数据（单白位：亿元）捌地区办GDP跋最终消费斑资本形成总额巴货物和服务净出爱口捌北京绊3212.71碍1699.81瓣2010.02颁497.12敖天津半2051.16柏990.21艾1055.17邦5.78肮河北疤6122.53芭

23、2819.62把2660.93芭641.98耙山西案2042.14跋1184.01班919.23跋-61.11巴内蒙古柏1763.37岸1092.48背847.89昂-177艾辽宁靶5458.22斑3031.47凹1835.54肮591.21搬吉林半2317.68皑1444.68颁898.45巴-25.45熬黑龙江百3828.93吧2287.75半1322.37耙218.81摆上海捌5408.76拌2455.67柏2409.39奥543.7霸江苏癌10532.8蔼1盎4801.91般4808.67霸922.23啊浙江背7790拔3741.66啊3467.46稗586.88柏安徽碍3569.09

24、靶2262.95柏1310.3拜-4.76艾福建凹4620.47扳2434.05碍2119.58熬66.84芭江西把2460.49挨1459.65哀999.28拌1.56稗山东爱10552.0坝6板5021.15哀4940.67斑590.24巴河南巴6168.73爸3441.71埃2546.46扒180.56澳湖北叭4860.92霸2669.7搬1994.77办196.45笆湖南颁4340.94斑2762.95爸1572.89疤5.1拌广东板11769.7俺2跋6701.15蔼4156.67哀911.9疤广西哎2455.36鞍1698.54叭877.93唉-121.11按海南半603.88板3

25、31.22敖275.99搬-3.33柏重庆伴2020.38邦1228.89矮990.05靶-198.56瓣四川爸4875.12岸2894.1白1976.68颁4.34爱贵州盎1185.06傲890.31瓣649.33拜-354.59按云南傲2232.32凹1526.25板887.49傲-181.42肮西藏胺174.72绊99.95柏72.19阿2.58叭陕西捌2035.96笆1109.11奥1107.7鞍-180.85疤甘肃斑1165.94芭679.32艾538.62搬-52瓣青海班337.76疤221.55办245.84邦-129.58巴宁夏靶329.28扮249.26岸245.22拌-16

26、5.2氨新疆霸1598.28暗948.92佰864.27搬-214.91班表2 19百99年数据(单跋位:亿元)般地区跋GDP背最终消费半资本形成总额奥货物和服务净出叭口办北京胺1318.6蔼396.29皑902.63澳19.68碍天津般725.14扒323.76案430.9翱-29.52版河北岸2147.49蔼1019.29扳884.46澳243.74板山西袄857.63扮494.91颁385.71百-22.99翱内蒙古柏681.92班406.88班331.11颁-56.07安辽宁稗2461.78把1239.61敖1024.66绊197.57斑吉林吧944.44坝577.59袄389.93绊

27、-23.08笆黑龙江懊1617.83颁1019.21八566.21袄32.41败上海傲1971.92绊873.89笆1151.61昂-53.58翱江苏艾4000.9拌1721.45熬2018.95邦260.5鞍浙江癌2666.86皑1173.68斑1185.74挨307.44暗安徽捌1488.47肮882.64俺598.87安6.96熬福建俺1685.34矮936.2盎756.34靶-7.2熬江西耙944.75百597.09颁368.62伴-20.94懊山东八3810.03敖1889.34澳1784.62办136.07绊河南摆2224.43胺1198.86捌883.44捌142.13哀湖北版1

28、895.71按1058.13熬746.91拜90.67爸湖南傲1694.42颁1113.62敖581.52百-0.72挨广东蔼4329.65把2182.43肮1981.07埃76.15笆广西胺1241.83耙817.21伴477.82办-53.2拜海南奥330.95挨156.47澳224.17疤-49.69罢四川败2776.54坝1699.41扳1064.07唉13.06笆贵州鞍517.96扳388.91拜154.55艾-25.5叭云南邦973.97败570.45拔433.59伴-30.07办西藏拜46.76敖32.74艾23.07板-9.05肮陕西伴816.58哎570.34奥398.55懊

29、-152.31白甘肃皑451.66敖319.11吧177.63百-45.08霸青海扳138.25斑92.17扳60.1癌-14.02瓣宁夏稗134.23埃95.17胺69.12隘-30.06般新疆案673.68颁375.2碍487.55笆-189.07表3哎Depende八nt Vari八able: Y背Method:啊 Least 啊Squares拌Sample:哎 1 31白Include佰d obser按vations拔: 31袄Variabl安e奥Coeffic翱ient般Std.挨t-Stati肮stic叭Prob.爸C伴-0.0568鞍77邦0.43899芭2佰-0.1295隘62

30、哀0.8979绊X1阿1.00035埃6扮0.00038哎0扮2635.34扮3艾0.0000挨X2吧0.99951敖3靶0.00044摆4安2251.70瓣5跋0.0000敖X3疤0.99940俺0拌0.00096耙9啊1031.19败7邦0.0000罢R-squar搬ed凹1.00000颁0扳 Mea阿n depen跋dent va把r邦3802.73暗5安Adjuste疤d R-squ瓣ared班1.00000爸0翱 S.D俺. depen叭dent va盎r班3061.55扒5败S.E. of扮 regres昂sion盎1.08350绊1癌 Aka耙ike inf败o crite皑ri

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