國(guó)內(nèi)固定資本投資和勞動(dòng)者就業(yè)人數(shù)對(duì)社會(huì)總產(chǎn)出的影響分析.doc

國(guó)內(nèi)固定資本投資和勞動(dòng)者就業(yè)人數(shù)對(duì)社會(huì)總產(chǎn)出的影響分析經(jīng)濟(jì)學(xué)基地班2000級(jí) 林松，周智 江衛(wèi)主要內(nèi)容：國(guó)民生產(chǎn)總值是衡量社會(huì)生產(chǎn)能力的標(biāo)志，是反映一國(guó)綜合國(guó)力的重要指標(biāo)，究竟是哪些因素會(huì)影響GDP的變化，本文想要通過(guò)分析國(guó)內(nèi)固定資本投資和勞動(dòng)者就業(yè)人數(shù)對(duì)社會(huì)總產(chǎn)出的影響說(shuō)明國(guó)內(nèi)固定資本投資和勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)是最重要因素。關(guān) 鍵 詞：固定資本投資 勞動(dòng)者就業(yè)人數(shù) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 生產(chǎn)函數(shù)正文：一、前言第二次世界大戰(zhàn)之后，世界政治和經(jīng)濟(jì)格局發(fā)生了巨大的變化。其中最引人注目的是，隨著世界殖民注意體系的瓦解，出現(xiàn)了一大批新興的民族獨(dú)立國(guó)家。而中國(guó)，也正是此時(shí)從帝國(guó)主義的魔爪下脫離出來(lái)，成為了一個(gè)獨(dú)立的國(guó)家。面對(duì)一個(gè)新的環(huán)境，如何發(fā)展經(jīng)濟(jì)就成為了我們的焦點(diǎn)所在。 發(fā)展經(jīng)濟(jì)，我們就必須給出一個(gè)較為明確的目標(biāo)，即用什么來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度。在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論中，發(fā)展一般是指使原來(lái)或多或少處于停滯狀態(tài)的一國(guó)經(jīng)濟(jì)以每年5%或是6%的速度增長(zhǎng)能力。雖然一個(gè)國(guó)家有大有小，人口有多有少，國(guó)民生產(chǎn)總值的概念不能反映出每一個(gè)人的福利水平，但是，作為一個(gè)國(guó)家發(fā)展水平的衡量，國(guó)民生產(chǎn)總值目前仍然是一個(gè)較為準(zhǔn)確的目標(biāo)。二、問(wèn)題的提出經(jīng)濟(jì)發(fā)展是每一個(gè)國(guó)家都追求的目標(biāo)，但是有些國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度很快，有些國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度比較慢，還有有些國(guó)家一直處于停滯狀態(tài)，這是所有經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)心的問(wèn)題。在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，投資和就業(yè)人口數(shù)到底對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有多大呢？我們僅選取國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)者就業(yè)基本人數(shù)，對(duì)被廣為采用的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行回歸，試圖從中說(shuō)明固定資本投資和保證盡量多的勞動(dòng)力成為就業(yè)人口在社會(huì)總產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的巨大作用。保持固定資本投資的增加和降低失業(yè)率對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響。三、柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)表述生產(chǎn)函數(shù)的含義：對(duì)于特定的生產(chǎn)技術(shù)，把投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的過(guò)程表現(xiàn)為生產(chǎn)過(guò)程中生產(chǎn)要素的投入量與產(chǎn)出量之間的數(shù)量關(guān)系，這種數(shù)量關(guān)系可以用函數(shù)表示。故生產(chǎn)函數(shù)表示在技術(shù)水平不變的情況下，一定時(shí)期內(nèi)廠商生產(chǎn)過(guò)程中所使用的各種要素的數(shù)量與它們所能生產(chǎn)的最大產(chǎn)量之間的關(guān)系。20年代后期，美國(guó)有兩位經(jīng)濟(jì)學(xué)家科布(CWCobb)和道格拉斯(P.H.Douglas)對(duì)這種函數(shù)做了大量研究并取得了成功，所以，這種函數(shù)也被稱為科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其一般形式為Q=f(L,K)=ALaKb 式中：Q代表產(chǎn)量，L和K分別代表勞動(dòng)和資本投入量，A、a、b為三個(gè)正的參數(shù)，并且0a、b1。這是一種很有用的生產(chǎn)函數(shù)：第一，該生產(chǎn)函數(shù)是一個(gè)指數(shù)函數(shù)形式，這類函數(shù)在數(shù)學(xué)上較易處理；第二，函數(shù)中的參數(shù)A、a、b具有明顯的經(jīng)濟(jì)含義，A可以看成為一個(gè)技術(shù)系數(shù)，A的數(shù)值越大，既定投入數(shù)量所能生產(chǎn)的產(chǎn)量也越大；a、b分別代表增加1%的勞動(dòng)和資本時(shí)產(chǎn)量增加的百分比，它反映在生產(chǎn)過(guò)程中勞動(dòng)和資本的重要性。如柯布和道格拉斯對(duì)美國(guó)18991922年有關(guān)經(jīng)濟(jì)資料的分析得到a約為0.75，b約等于0.25，這表明，在該時(shí)期，勞動(dòng)每增加1%，產(chǎn)量增加0.75%，而資本增加1%產(chǎn)量增長(zhǎng)0.25%。四、模型的設(shè)定我們?cè)O(shè)定柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型的進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到其線性表達(dá)式為以下形式：QAab用LY表示Q，C表示A，LK表示a，LL表示b，U是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，得LY=C+LK+LL+U我們可以通過(guò)對(duì)該模型的回歸分析，得出固定資本投入和勞動(dòng)力投入與社會(huì)總產(chǎn)出之間的聯(lián)系。 五、中國(guó)數(shù)據(jù)的搜集與分析通過(guò)查閱2002年與2001的統(tǒng)計(jì)年鑒，我們可以得到以下數(shù)據(jù)。包括國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金、國(guó)內(nèi)貸款、利用外資、自籌其他資金，主要用于建筑安裝工程、設(shè)備工具器具購(gòu)置、以及其他費(fèi)用。自從1997年起，除房地產(chǎn)投資，農(nóng)村集體投資和個(gè)人投資外，基本建設(shè)，更新改造和其他國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)計(jì)起點(diǎn)由5萬(wàn)元提高到50萬(wàn)元。為了便于比較，對(duì)1996年的數(shù)據(jù)作了全面的調(diào)整。表一年份Y國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （單位：億元）L就業(yè)人員合計(jì) （單位：萬(wàn)人）K全社會(huì)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資 （單位：億元）19794038.24102419804517.842361910.919814862.44372596119825294.7452951230.419835934.5464361430.119847171481971832.919858964.4498732543.2198610202.2512823120.6198711962.5527833791.7198814928.3543344753.8198916909.2553294410.4199018547.9647494517199121617.8654915594.5199226638.1661528080.6199334634.46680813072.3199446759.46745517042.1199558478.16806520019.3199667884.66895022913.5199774462.66982024941.1199878345.27063728406.2199982067.57139429854.7200089442.27208532917.7200195933.37302537213.5（注：以上數(shù)據(jù)全采用當(dāng)年價(jià)格，即在模型的兩端，數(shù)據(jù)都沒(méi)有消除物價(jià)因數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2001，2002）六、模型的參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)用Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件，使用“表一”中的數(shù)據(jù)和代估模型LY=C+LK+LL+U我們可以得到如下回歸分析結(jié)果Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/17/02 Time: 22:18Sample: 1980 2001Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.697033.406732-1.085210.2914LK0.7598850.05249314.475950LL0.6394330.3502681.8255540.0837R-squared0.994198 Mean dependent var10.00433Adjusted R-squared0.993588 S.D. dependent var1.064755S.E. of regression0.085262 Akaike info criterion-1.96006Sum squared resid0.138122 Schwarz criterion-1.81128Log likelihood24.56061 F-statistic1627.992Durbin-Watson stat0.674863 Prob(F-statistic)0回歸結(jié)果為：LY = -3.697028999 + 0.7598848241*LK + 0.6394334344*LL1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)從經(jīng)濟(jì)意義看表示GDP對(duì)固定資本投資的彈性，表示GDP對(duì)就業(yè)人口的彈性，注意模型中GDP和固定資本投資的單位是“億元”，而就業(yè)人口的單位是“萬(wàn)元”。和的值都在0和1之間，是符合經(jīng)濟(jì)意義的。2、統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從EVIEWS的分析結(jié)果看來(lái)，這個(gè)模型的R-squared非常的大，達(dá)到了0.994198，但回歸系數(shù)的t-Statistic=1.82554，小于，不具統(tǒng)計(jì)顯著性，所以我們并不能就此下結(jié)論說(shuō)這個(gè)模型已經(jīng)擬合得很好。從簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法的檢驗(yàn)結(jié)果上看出變量LL和LK之間確實(shí)也具有相當(dāng)嚴(yán)重的多重共線性。 3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)我們注意到其D-W值為0.674863。在顯著性水平為5%的情況下，查表可知，在2個(gè)解釋變量和22個(gè)樣本情況下的D統(tǒng)計(jì)量值，由于模型的DW值小于了能判斷在模型中存在很明顯的自相關(guān)。下面通過(guò)ARCH檢驗(yàn)看我們可以看我們的模型是否存在異方差。以下就是ARCH檢驗(yàn)分析表ARCH Test:F-statistic1.148068 Probability0.340657Obs*R-squared2.379892 Probability0.304238Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/18/02 Time: 12:39Sample(adjusted): 1982 2001Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0059890.0022692.6389390.0172RESID2(-1)0.2017340.2172720.9284870.3662RESID2(-2)-0.2901330.211855-1.3694910.1887R-squared0.118995 Mean dependent var0.005254Adjusted R-squared0.015347 S.D. dependent var0.006547S.E. of regression0.006497 Akaike info criterion-7.097587Sum squared resid0.000718 Schwarz criterion-6.948227Log likelihood73.97587 F-statistic1.148068Durbin-Watson stat1.898621 Prob(F-statistic)0.340657其中，Obs*R-squared=2.379892小于，且resid(-1)和resid(-2)的系數(shù)的t-Statistic都小于2，說(shuō)明不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，所以接受原假設(shè)，認(rèn)為模型不存在異方差。從方程中，我們可以清楚地看出，對(duì)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，勞動(dòng)增長(zhǎng)與固定資本投入在其中起到非常重要的作用?；貧w模型最后得到的R方。這說(shuō)明的是，對(duì)于一個(gè)單位中國(guó)GDP的增長(zhǎng)，勞動(dòng)和固定資本投入增加占到的作用。七、模型修正我們現(xiàn)在使用迭代法對(duì)模型的回歸估計(jì)進(jìn)行修正，以補(bǔ)救由于自相關(guān)性給模型估計(jì)帶來(lái)的影響。所得到的結(jié)果如下：Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/17/02 Time: 20:51Sample(adjusted): 1981 2001Included observations: 21 after adjusting endpointsConvergence achieved after 17 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6.7690123.931412-1.7217760.1033LL0.9388710.3981792.3579110.0306LK0.7329680.06030812.153660.0000AR(1)0.5969110.1757443.3964830.0034R-squared0.996759 Mean dependent var10.07997Adjusted R-squared0.996187 S.D. dependent var1.028691S.E. of regression0.063519 Akaike info criterion-2.505306Sum squared resid0.068590 Schwarz criterion-2.306350Log likelihood30.30572 F-statistic1742.847Durbin-Watson stat1.673497 Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .60經(jīng)過(guò)修正以后的模型為L(zhǎng)Y = -6.769011843 + 0.9388705637*LL + 0.7329678375*LK + AR(1)=0.5969107現(xiàn)在的模型的判定系數(shù)R2=0.996759，LL和LK兩個(gè)解釋變量的T統(tǒng)計(jì)值達(dá)分別為2.357911和12.15366，統(tǒng)計(jì)顯著。說(shuō)明模型不具有嚴(yán)重的多重共線性，可以接受。進(jìn)一步進(jìn)行殘差正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果如下eries: ResidualsSample 1981 2001Observations 21Mean -9.44E-09Median -0.008037Maximum 0.137443Minimum -0.122216Std. Dev. 0.058562Skewness 0.298660Kurtosis 3.173693Jarque-Bera 0.338590Probability 0.844260其P值達(dá)到了0.844260，說(shuō)明其殘差滿足正態(tài)性假定。ARCH檢驗(yàn)結(jié)果如下ARCH Test:F-statistic0.295096 Probability0.748425Obs*R-squared0.675921 Probability0.713223Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/18/02 Time: 13:18Sample(adjusted): 1983 2001Included observations: 19 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0041180.0017792.3141450.0343RESID2(-1)-0.1291140.249938-0.5165840.6125RESID2(-2)-0.1577810.249923-0.6313210.5367R-squared0.035575 Mean dependent var0.003132Adjusted R-squared-0.084978 S.D. dependent var0.005145S.E. of regression0.005359