對我國經(jīng)濟增長影響因素分析

-z.本科生課程論文論文題目：對我國經(jīng)濟增長影響因素分析課程名稱：計量經(jīng)濟學(xué)學(xué)院：農(nóng)學(xué)與生物科技學(xué)院專業(yè)：農(nóng)村區(qū)域開展老師：許秀川年級：2013級學(xué)號：姓名：蒙宇成績：-z.對我國經(jīng)濟增長影響因素分析摘要：改革開放以來，我國的社會主義經(jīng)濟取得了突飛猛進的開展，經(jīng)濟增長速度更是舉世矚目。文章采用多元線性回歸模型對1980-2013年中國經(jīng)濟增長因素研究，分析了勞動力、資本投資、消費對國生產(chǎn)總值的影響，建立計量經(jīng)濟模型，探求這些變量與國生產(chǎn)總值的數(shù)量關(guān)系，進展定量分析并對模型進展檢驗。關(guān)鍵詞：勞動力，資本投資，消費，經(jīng)濟增長因素，回歸分析十二五規(guī)劃已接近尾聲，即將迎來十三五規(guī)劃，從1978年到現(xiàn)在，我國的經(jīng)濟年均增長率接近10%，綜合國力大大增強，居民收入水平和生活水平在質(zhì)量和數(shù)量上不斷提高，研究我國的經(jīng)濟增長影響因素并對這些因素進展實證分析，可以更好的理解我國經(jīng)濟增長的涵。1文獻綜述在早期的古典經(jīng)濟理論中，斯密、穆勒、馬爾薩斯和嘉圖等人都曾涉及到經(jīng)濟增長或剩余同資本、勞動力的關(guān)系。他們認為，“剩余〞的出現(xiàn)引起了資本的積累，資本的積累同時構(gòu)成了對勞動力需求的增加，從而加大了就業(yè)規(guī)模和社會生產(chǎn)規(guī)模，而社會生產(chǎn)規(guī)模擴大的直接結(jié)果就是剩余的增加，再在更高的起點上重復(fù)前一過程。如此反復(fù)，從而帶動了經(jīng)濟的增長。這也就是經(jīng)濟增長理論根底和經(jīng)濟增長模型的理論依據(jù)。新經(jīng)濟增長理論的重要容之一是把新古典增長模型中的“勞動力〞的定義擴大為人力資本投資，即人力不僅包括絕對的勞動力數(shù)量和該國所處的平均技術(shù)水平，而且還包括勞動力的教育水平、生產(chǎn)技能訓(xùn)練和相互協(xié)作能力的培養(yǎng)等等，這些統(tǒng)稱為“人力資本〞。美國經(jīng)濟學(xué)家保羅·羅默1990年提出了技術(shù)進步生增長模型，他在理論上第一次提出了技術(shù)進步生的增長模型，把經(jīng)濟增長建立在生技術(shù)進步上。技術(shù)進步生增長模型的根底是：〔1〕技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的核心；〔2〕大局部技術(shù)進步是出于市場鼓勵而導(dǎo)致的有意識行為的結(jié)果；〔3〕知識商品可反復(fù)使用，無需追加本錢，本錢只是生產(chǎn)開發(fā)本身的本錢。經(jīng)典的馬克思經(jīng)濟理論分析了經(jīng)濟增長的本質(zhì)，認為經(jīng)濟增長是物質(zhì)財富本身或其容的增長。從商品生產(chǎn)來看，經(jīng)濟增長是使用價值量和價值總量的增長；從資本主義生產(chǎn)過程來看，經(jīng)濟增長是生產(chǎn)過程和價值增值過程的統(tǒng)一。他認為影響經(jīng)濟增長的因素有三個：勞動力，資本積累和勞動生產(chǎn)力。在分析技術(shù)進步的原因時，馬克思認為競爭促進了技術(shù)進步。從古典增長理論到新增長理論，都重視物質(zhì)資本和勞動的奉獻，由于資本在現(xiàn)實社會里難以測度，一般用全社會固定資產(chǎn)投資總額〔億元〕來衡量物質(zhì)資本。我國擁有全世界近四分之一的人口，為經(jīng)濟增長提供里豐富的勞動力資源，同時也有大量的消費需求。2模型設(shè)計及驗證結(jié)果2.1變量的描述性統(tǒng)計表1數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計變量眾數(shù)中位數(shù)平均數(shù)異眾比率四分位差方差標準差離散系數(shù)偏態(tài)峰度y-75074.81133443.811163142.4125944357717161072.521.211.471.19*1-6938565230.65119968.512993371211398.850.17-0.82-0.84*2-23927.375199.46179762.52115882.281.541.973.18*3102103.2105.50.945.2538.676.220.061.531.832.2模型設(shè)計為了具體分析各要素對我國經(jīng)濟增長的影響大小，以國生產(chǎn)總值作為對經(jīng)濟開展的衡量，設(shè)為被解釋變量y；年末就業(yè)人數(shù)衡量勞動力，全社會固定資產(chǎn)投資衡量資本投入，居民消費價格指數(shù)代表消費需求，分別設(shè)置為解釋變量*1、*2、*3。圖1國生產(chǎn)總值的影響因素由圖1可推測固定資產(chǎn)投資與國生產(chǎn)總值存在線性關(guān)系，對國生產(chǎn)總值的影響較大，就業(yè)人數(shù)次之，居民消費價格指數(shù)最小。采用的模型如下：Y=C+β1*1+β2*2+β3*3+ε其中Y代表國生產(chǎn)總值，*1代表年末就業(yè)人數(shù)，*2代表全社會固定資產(chǎn)投資，*3代表居民消費價格指數(shù)，ε代表隨機誤差項。對該模型做回歸分析，得出各個變量與我國經(jīng)濟增長的變動關(guān)系。2.3用OLS法對模型初步估計表2模型初始估計結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/25/15Time:14:07Sample:19802013Includedobservations:34VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-21763.6662603.35-0.3476440.7305*12.2555380.3452116.5338000.0000*21.2286840.03397936.159900.0000*3-799.2557528.8293-1.5113680.1412R-squared0.988403

Meandependentvar133443.8AdjustedR-squared0.987243

S.D.dependentvar161072.5S.E.ofregression18192.56

Akaikeinfocriterion22.56554Sumsquaredresid9.93E+09

Schwarzcriterion22.74512Loglikelihood-379.6143

Hannan-Quinncriter.22.62678F-statistic852.2789

Durbin-Watsonstat0.736911Prob(F-statistic)0.000000由OLS分析可得：R^2=0.988403，很接近1，說明擬合效果很好。*1和*2的系數(shù)都在1附近，且Prob非常小，所以這兩個因素對GDP有一定的影響，但*3的系數(shù)是負的、很大，且Prob較大，推測這個因素的選取存在問題。對*1*2*3分別進展T檢驗，令α=0.05，查表可得T0.025〔34〕=2.348。T*1>T0.025〔34〕,T*2>T0.025〔34〕,T*3<T0.025〔34〕,所以*1和*2對Y有影響，*3沒有影響。2.4多重共線性檢驗2.4.1檢驗多重共線性是否存在對兩個解釋變量的模型，采用簡單相關(guān)系數(shù)法。求出*1與*2的簡單相關(guān)系數(shù)r，假設(shè)r接近1，則說明兩個變量存在較強的多重共線性。對多個解釋變量的模型，可用綜合統(tǒng)計檢驗法。在普通最小二乘法下，當R2值、F值很大，各個偏回歸系數(shù)t值很小，說明各解釋變量對被解釋變量的整體線性作用顯著，但各解釋變量間存在共線性而使得它們對Y的獨立作用不能分辨，所以T檢驗不顯著。由上知*3的T檢驗不顯著。表3變量的相關(guān)系數(shù)correlation*1*2*3*110.584986-0.238388*20.5849861-0.240966*3-0.238388-0.2409661根據(jù)多重共線性原理，解釋變量之間存在著線性關(guān)系。2.4.2多重共線性的修正通過采用剔除變量法，剔除*3，多重共線性的修正結(jié)果如下：表4修正多重共線性后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/25/15Time:16:07Sample:19802013Includedobservations:34VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-110792.921629.31-5.1223500.0000*12.3201150.3495806.6368670.0000*21.2353020.03438735.923860.0000R-squared0.987520

Meandependentvar133443.8AdjustedR-squared0.986715

S.D.dependentvar161072.5S.E.ofregression18565.57

Akaikeinfocriterion22.58010Sumsquaredresid1.07E+10

Schwarzcriterion22.71478Loglikelihood-380.8617

Hannan-Quinncriter.22.62603F-statistic1226.468

Durbin-Watsonstat0.531706Prob(F-statistic)0.000000由OLS分析可得：R^2=0.987520，很接近1，說明擬合效果很好。*1和*2的系數(shù)都在1附近，且Prob非常小，所以這兩個因素對Y有很大的影響。下面，對此模型進展檢驗。對*1*2*3分別進展T檢驗，令α=0.05，查表可得T0.025〔34〕=2.348。T*1>T0.025〔34〕,T*2>T0.025〔34〕,所以*1和*2對Y有影響。對模型進展F檢驗，P〔F〕<<0.05，所以拒絕原假設(shè)，即模型效果好。2.5異方差檢驗White檢驗最顯著的優(yōu)點是不需要假定異方差的形式，所以很常用。對模型進展懷特檢驗，其根本思想是如果存在異方差，其方差δi^2與解釋變量有關(guān)系，分析δi^2是否與解釋變量有*些形式的聯(lián)系以判斷異方差性。在α=0.05，n*R^2=34*0.478824=16.280016>=50.7251，說明不存在異方差。表5模型的懷特(White)檢驗HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic5.144925

Prob.F(5,28)0.0018Obs*R-squared16.28001

Prob.Chi-Square(5)0.0061Scalede*plainedSS17.28743

Prob.Chi-Square(5)0.0040TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/25/15Time:17:19Sample:19802013Includedobservations:34VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-2.28E+094.20E+09-0.5416260.5924*177072.55148995.10.5172820.6090*1^2-0.4303351.269253-0.3390460.7371*1**25.7836633.2609051.7736370.0870*2-440334.2246677.7-1.7850590.0851*2^2-0.0079010.014051-0.5623110.5784R-squared0.478824

Meandependentvar3.14E+08AdjustedR-squared0.385757

S.D.dependentvar5.10E+08S.E.ofregression4.00E+08

Akaikeinfocriterion42.60860Sumsquaredresid4.47E+18

Schwarzcriterion42.87795Loglikelihood-718.3461

Hannan-Quinncriter.42.70046F-statistic5.144925

Durbin-Watsonstat1.592742Prob(F-statistic)0.0018012.6序列相關(guān)檢驗2.6.1用DW檢驗法檢驗序列相關(guān)DW檢驗是由杜賓〔J.Durbin〕和沃特森〔G.S.Watson〕于1951年提出的一種適用于小樣本的檢驗方法。DW檢驗只適用于一階序列相關(guān)。DW的取值圍為，當DW=2時，承受H0，即不存在序列相關(guān)。根據(jù)樣本容量n和解釋變量的數(shù)目k〔包括常數(shù)項〕，查DW分布表，得到臨界值dL和dU,然后根據(jù)以下準則確定序列相關(guān)狀態(tài)：DW=0.531706，查表得dl=1.333，du=1.580，所以存在正序列相關(guān)。2.6.2用廣義差分法修正下面用廣義差分法對模型進展修正：表6修正后的模型DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/28/15Time:10:13Sample(adjusted):19812013Includedobservations:33afteradjustmentsConvergenceachievedafter154iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C3464066.957793490.0361670.9714*1-1.1221131.281275-0.8757790.3883*20.8229300.2193873.7510380.0008AR(1)0.9978560.06109516.332900.0000R-squared0.996275

Meandependentvar137349.8AdjustedR-squared0.995890

S.D.dependentvar161926.4S.E.ofregression10381.46

Akaikeinfocriterion21.44664Sumsquaredresid3.13E+09

Schwarzcriterion21.62804Loglikelihood-349.8696

Hannan-Quinncriter.21.50768F-statistic2585.393

Durbin-Watsonstat1.823241Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots

1.00由OLS分析可得：R^2=0.996275，很接近1，說明擬合效果很好。下面，對此模型進展檢驗。對*1*2分別進展T檢驗，令α=0.05，查表可得T0.025〔34〕=2.348。T*1<T0.025〔34〕,T*2>T0.025〔34〕,所以*1被承受，*2被拒絕，即*2對經(jīng)濟有影響，*1對經(jīng)濟沒有影響。對模型進展F檢驗，P(F)<<0.05，所以拒絕原假設(shè)，即模型效果好。修正后的DW=1.823241，進展序列相關(guān)檢驗，du1.8232414-du，說明無序列相關(guān)。2.7顯著性和擬合優(yōu)度檢驗表6反映了模型的最終形式，*1的T檢驗不通過，*2的T檢驗通過。F統(tǒng)計量值為2585.393，F(xiàn)檢驗通過。但對于F=1226.468>F(2,33)(α=0.05)，說明模型從整體上來說我國經(jīng)濟增長與個解釋變量之間線性關(guān)系顯著。修正后的擬合優(yōu)度為0.995890，擬合程度很好。3結(jié)果及政策建議3.1結(jié)果固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的重要原動力，勞動力對GDP有一定的促進作用，消費需求拉動經(jīng)濟增長。3.2政策建議我國現(xiàn)在處于社會主義的初期階段，我國現(xiàn)階段的主要矛盾是人民日益增長的物質(zhì)文化需要和落后的生產(chǎn)力之間的矛盾，要解決這一矛盾就需要大力開展經(jīng)濟建立，2020年要實現(xiàn)全面建成小康社會的奮斗目標，2050年前到達中等興旺國家的目標，這需要采取措施保持長期的經(jīng)濟快速安康穩(wěn)定的增長，穩(wěn)定的經(jīng)濟增長是以經(jīng)濟建立為中心的客觀要求，是提高國際地位的保障，是國家獨立自強的重要保障。保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長，要堅決不移地推進改革開放，特別是要根據(jù)條件抓緊在重要領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)上取得新進展，要加快完善資本市場體系，深化行政管理體制改革，擴大對外開放。保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長，要著力擴大國需求尤其是消費需求，同時保持對外貿(mào)易平穩(wěn)增長，充分利用國際國兩個市場、兩種資源推動經(jīng)濟開展，支持中小企業(yè)解決生產(chǎn)經(jīng)營困難，引導(dǎo)資本市場、房地產(chǎn)市場安康開展，穩(wěn)定對經(jīng)濟開展的預(yù)期。有效抑制物價過快上漲，繼續(xù)綜合運用經(jīng)濟、法律和必要的行政手段，著力在增加有效供應(yīng)和抑制不合理需求上下功夫，要擴大市場供應(yīng)，特別是要努力增加糧油肉菜等根本生活必需品的生產(chǎn)，強化市場監(jiān)管。保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長，要精心做好保障民生工作，要繼續(xù)實施積極的就業(yè)政策，切實做好困難群眾就業(yè)、高校畢業(yè)生就業(yè)工作，要關(guān)注物價上漲對低收入群眾生活水平的影響，加大財政對保障民生的支持力度，努力保證低收入群眾生活水平不下降。參考文獻：[1]許晶華.新古典增長理論50年:起源、開展和問題[J].華南師大學(xué)學(xué)報〔社會科學(xué)版〕,2008,(6):3-11.[2]莊子銀.新增長理論的興起和開展[J].社會科學(xué),2002,(2):11-16.DOI:10.3969/j.issn.1003-4145.2002.02.003.[3]朱躍.新增長理論與中國經(jīng)濟增長[J].行政學(xué)院學(xué)報,2002,(3):57-64.DOI:10.3969/j.issn.1009-3176.2002.03.006.[4]于懷彬.新增長理論初探[J].理論學(xué)刊,2004,(10):59-62.DOI:10.3969/j.issn.1002-3909.2004.10.017.[5]鴻.對新增長理論的改良與開展[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報,2002,(4):13-17.DOI:10.3969/j.issn.1003-5230.2002.04.003.[6]中國統(tǒng)計年鑒附錄：表7原始數(shù)據(jù)年份國生產(chǎn)總值年末就業(yè)人數(shù)全社會固定資產(chǎn)投資居民消費價格指數(shù)單位：億元單位：萬人單位：億元(上年=100)19804545.642361910.9107.519814891.643725961102.519825323.4452951230.410219835962.7464361430.110219847208.1481971832.9102.7