計(jì)量大作業(yè)國(guó)民收入的影響因素的分析

1、國(guó)民收入的影響因素的分析摘要：國(guó)民收入，作為一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，企業(yè)的投資，以及居民的日常消費(fèi)有著密切影響。本文是根據(jù)我國(guó)國(guó)民收入的歷史和發(fā)展，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度分析國(guó)民收入的影響因素，利用19782009年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究了消費(fèi)、投資、政府購(gòu)買、以及出口與國(guó)民收入之間的關(guān)系，并對(duì)其進(jìn)行了檢驗(yàn)。關(guān)鍵詞：國(guó)民收入 消費(fèi) 投資 政府購(gòu)買 出口 影響因素引言自從改革開放以來(lái)，我國(guó)的國(guó)民收入從1978年的3645.2億元到如今的343464.7億元，短短的32年時(shí)間里，國(guó)民收入將近增加了100倍，極大程度地促進(jìn)了投資、消費(fèi)與進(jìn)出口史無(wú)前例的增長(zhǎng)，而這一現(xiàn)象，無(wú)論是在中國(guó)歷史上，還是

2、在同期發(fā)達(dá)國(guó)家的發(fā)展進(jìn)度上，都是屈指可數(shù)的。為此，我組同學(xué)在根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的原理，并利用19782009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)國(guó)民收入的理論及其內(nèi)部的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。一、 模型的設(shè)計(jì)1.變量和數(shù)據(jù)支出法下的國(guó)民收入核算：該核算方法表示為通過(guò)核算在一定時(shí)期內(nèi)整個(gè)社會(huì)購(gòu)買最終產(chǎn)品的總支出，即最終產(chǎn)品的總賣價(jià)。那么，誰(shuí)又會(huì)是最終產(chǎn)品的購(gòu)買者呢？這只要看誰(shuí)是產(chǎn)品和勞務(wù)的使用者。在現(xiàn)實(shí)生活中，產(chǎn)品和勞務(wù)的最后使用，除了居民消費(fèi)，還有企業(yè)投資、政府購(gòu)買及出口。因此用支出發(fā)核算國(guó)民收入，就是核算經(jīng)濟(jì)社會(huì)（指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)）在一定時(shí)期內(nèi)消費(fèi)、投資、政府購(gòu)買、以及出口這幾方面的支出的總

3、和。（一）消費(fèi)支出。包括購(gòu)買耐用消費(fèi)品（如汽車，電視機(jī)，洗衣機(jī)等）、非消費(fèi)品（如食物、衣服）和勞務(wù)（如旅游、醫(yī)療、美容等）的支出。（二）投資支出。指增加或更換資本資產(chǎn)，包括固定資產(chǎn)投資（如新廠房、新設(shè)備、新商業(yè)街用房以及新住宅的增加）和存貨投資（即企業(yè)掌握的存貨價(jià)值）兩大類。（三）政府購(gòu)買支出。就是各級(jí)政府購(gòu)買物品和勞務(wù)的支出，如政府花錢設(shè)立法院，提供國(guó)防，建筑道路，開辦學(xué)校等方面支出。（四）凈出口。用X表示出口，M表示進(jìn)口，則凈出口表示為（X-M）。進(jìn)口應(yīng)從本國(guó)總購(gòu)買中減去，一位進(jìn)口表示收入流到國(guó)外，不是用于購(gòu)買本國(guó)產(chǎn)品的支出；出口則應(yīng)加進(jìn)本國(guó)總購(gòu)買量之中，因?yàn)槌隹诒硎臼杖霃膰?guó)外流入，是用于

4、購(gòu)買本國(guó)產(chǎn)品的支出。因此只有凈出口才能計(jì)入總支出。2.模型構(gòu)建由經(jīng)濟(jì)原理，從支出角度我們可獲得第一個(gè)模型，即四部門下的經(jīng)濟(jì)收入（Y）構(gòu)成包括消費(fèi)（C）、投資（I）、政府購(gòu)買（G）、出口（X）與進(jìn)口（M），式子即：Y=C+I+G+（X-M）在現(xiàn)實(shí)生活的規(guī)律中，我們還可以知道，影響消費(fèi)因素的，除了會(huì)拿當(dāng)期收入用于當(dāng)期消費(fèi)，還會(huì)以銀行卡透支的形式將后期獲得的收入提前消費(fèi)，此外，對(duì)于一些擅長(zhǎng)投資的人來(lái)說(shuō)，當(dāng)期的消費(fèi)可能還包括上期投資而獲得的收益。由此可獲得第二個(gè)模型，即Ct=a0+a1Yt+a2Yt+1+a3It-1+ U1t對(duì)于投資，人們只能拿當(dāng)期的收入用于投資。由此模型可記為It=b0+b1Yt+

5、 U2t3.模型識(shí)別由于上述建立的模型，可以看出變量間存在相互依賴、相互交錯(cuò)的因果關(guān)系，因此需將上述3個(gè)模型聯(lián)立，得聯(lián)立方程模型，如下： Y=Ct+It+Gt+（Xt-Mt）（1）Ct=a0+a1Yt+ a2Yt+1+a3It-1+U1t（2）It=b0+b1Yt+ U2t（3）其中內(nèi)生變量有Yt，Ct，It；外生變量有Gt，Xt，Mt；先決變量有Gt，Xt，Mt，Yt+1，It-1。移項(xiàng)得：-Ct -It +Yt -Gt -Xt+Mt =0 （4）-a0+Ct -a1Yt - a2Yt+1-a3It-1=U1t （5）-b0+It -b1Yt = U2t （6）從參數(shù)的矩陣表達(dá)式出發(fā)，即BY

6、+RX=N，得:-1 -1 1 Ct0 -1 -1 1 0 0 Gt 0 （7）1 0 -a1 It + -a0 0 0 0 -a2 -a3 Xt = U1t （8）0 1 -b1 Yt -b0 0 0 0 0 0 Mt U2t （9）內(nèi)生變量數(shù)量G=3，先決變量數(shù)量K=7對(duì)于第一個(gè)方程，Yt=Ct+It+Gt+（Xt-Mt），可知該方程為恒等式，因此不存在識(shí)別。對(duì)于第二個(gè)方程，可得矩陣(BoRo)1= -1 -1 -1 1 1 0 0 0 ，R(BoRo)2=2，G2=2，K2=3因?yàn)镽(BoRo)2=2 =G -1=2，所以該方程可識(shí)別，又因?yàn)镵 K2=4 >G2-1=1，所以該方程

7、為過(guò)度識(shí)別。對(duì)于第三個(gè)方程，可得矩陣(BoRo)2= -1 -1 -1 1 0 0 1 0 0 0 -a2 -a3 ，R(BoRo)3=2，G3=2，K3=1，因?yàn)镽(BoRo)3=2 =G-1=2，所以該方程可識(shí)別，又因?yàn)镵 K3=6 >G3 -1=1，所以該方程為過(guò)度識(shí)別。綜上所述，此聯(lián)立的方程模型為可識(shí)別。二、樣本數(shù)據(jù)的搜集為了能讓我們更好地分析模型，為此我組同學(xué)搜集了19782009年間的上述變量的數(shù)據(jù)如下表：表1 國(guó)民收入模型數(shù)據(jù)表年份收入Y消費(fèi)C投資I政府購(gòu)買G進(jìn)口M出口X19783645.22239.1274.11132502819794062.62633.7282.911

8、4615412119804545.63007.9378.7115920119219814889.53361.5353117523120919825330.53714.8403.7121223418319835985.64126.4493.2136623320319847243.84846.3755.5164227426019859040.75986.31050.42004287400198610274.46821.81330.62122324407198712050.67804.620472199414410198815036.89839.52840.32357498525198917000.

9、911164.23172.72664551561199018718.312090.53690.82937651506199121826.214091.94585.33149754605199226937.317203.36251348389176519933526021899.99012.14348962987199448108.529242.213648.3521812691097199559810.536748.216820.3624215601242199670142.543919.518816740715841318199778060.848140.621269.28651191713

10、51199883024.351588.221561.1987519331336199988479.255636.921398.31144420511578200098000.56151623089.513395262321332001108068.266878.324803.916386280123202002119095.771691.228501.51890334262812200313517477449.536009.521715461239322004159586.787032.946198.826355561459342005185808.696918.357241.33164966

11、0176202006217522.7107356.970792.839373792096902007267763.7145826.670633.1513049150118502008316228.8157184.976505.98253811331142852009343464.7180017.668691.1947561005612017三、模型的檢驗(yàn)(一)、方程2：Ct=a(0)+a1 Yt + a2 Yt+1+a3It-1+U1t對(duì)該模型回歸得：在a=0.05條件下，前期投資收入I-1與后期收入提前消費(fèi)Y1的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著（t=2.04227），因此可以判斷該模型有問(wèn)題。而對(duì)于此問(wèn)題產(chǎn)生

12、的原因有很多，可能是因?yàn)槟Ｐ椭写嬖谥惙讲?，或是在?gòu)建模型的過(guò)程中因?yàn)槿藶榈囊蛩囟雎粤艘恍┳兞康囊?，產(chǎn)生了序列相關(guān)，亦或是因?yàn)樽兞勘旧泶嬖谀：慕缍ǎ兞繜o(wú)意間地引入導(dǎo)致了多重共線性的存在，當(dāng)然相關(guān)的其他因素可能還包括虛擬變量等。為此，我們必須對(duì)模型進(jìn)行逐個(gè)排解。1.異方差檢驗(yàn)：戈德菲爾德匡特檢驗(yàn)步驟一：對(duì)樣本按照自變量“Y”的大小進(jìn)行排序步驟二：對(duì)前15個(gè)樣本和后15個(gè)樣本分別作回歸：由此可得：SSR1=73494.95，Df1=10由此又可得：SSR2=1.86*108，Df2=10F=（SSR2/ Df2）/（SSR1/ Df1）=2530.786，對(duì)于a=0.05，F(xiàn)o.o5(10

13、，10)=2.98顯然F> Fo.o5(10，10),所以拒絕同方差，認(rèn)為存在異方差。2. 序列相關(guān)檢驗(yàn)：DW檢驗(yàn)對(duì)消除異方差后的模型進(jìn)行回歸，即LOG(Ct)=c0+c1LOG(Yt)+ c3LOG(It-1)+g1t由此可得：當(dāng)顯著性水平a=0.05，n=30.，k=3時(shí)，查表得Dl=1.28，Du=1.57，而上圖中DW=0.73，因此可判定為存在一階正自相關(guān)。3. 多重共線性檢驗(yàn)：相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)由此可得：B1與E1的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.985351，所以 B1與E1存在多重共線性。虛擬變量。經(jīng)異方差，序列相關(guān)以及多重共線性處理后，得出在影響消費(fèi)C的因素中，最主要的是收入Y。在方程（

14、2）的基礎(chǔ)上，根據(jù)上述的初步定量檢驗(yàn)，可構(gòu)建新模型為A1 =d0+d1 B 1+W1t。在現(xiàn)實(shí)的生活，除了上述的定量因素外，影響消費(fèi)的還有定性的因素，如社會(huì)是否就業(yè)。因此我們可以引入虛擬變量D1: D1 = 1 充分就業(yè) 0 未充分就業(yè)從而收入用于消費(fèi)的模型可設(shè)定為 A1 =d0+d1B1+m*D1t+V1t，其中A1=A-0.635A(-1)，B1=B-0.635B(-1)，A=LOG（C），B=LOG(Y)。（二）方程3：It=b0+b1Y+b2Yt+1+U2t1.用OLS法對(duì)模型回歸：2.多重共線性檢驗(yàn)：相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)由圖看到,Y,Yt+1的相關(guān)系數(shù)均小于0.8,所以我們判斷方程變量之

15、間不存在多重共線性.3.異方差檢驗(yàn): 戈德菲爾德匡特檢驗(yàn)步驟二：對(duì)前15個(gè)樣本和后15個(gè)樣本分別作回歸：步驟一：對(duì)樣本按照自變量“Y”的大小進(jìn)行排序：由此可得：殘差平方和SSR1=336001, df1=9由此又可得：殘差平方和SSR2=1.14*1010+8, df2=9最后,計(jì)算得F= (SSR2/ df2)/( SSR1/ df1)=33928.4705,對(duì)于a=0.05,F0.05(9.9)=3.18顯然F> F0.05(9.9),所以,拒絕同方差假設(shè),認(rèn)為存在異方差.4.序列相關(guān)性檢驗(yàn):DW檢驗(yàn)DW=1.986,當(dāng)顯著性水平=0.05,n=32,k=3時(shí),查表得:dl=1.31

16、,du=1.57.因?yàn)閐u=1.57DW=1.9864-du=2.43,所以模型不存在自相關(guān).虛擬變量：同樣地，經(jīng)異方差和序列相關(guān)處理后，得出在影響投資的因素中，最主要的還是收入Y。在方程（3）的基礎(chǔ)上，根據(jù)上述的檢驗(yàn)，可確立新模型為：It=e0+e1Yt+ U2t。在現(xiàn)實(shí)的生活，除了上述的定量因素外，影響投資的還有定性的因素，如國(guó)家政策的出臺(tái)是否有利于企業(yè)投資。因此我們可以引入虛擬變量D2: D2 = 1 有利于投資 0 不利于投資It=e0+e1Yt+n*D2t+ V2t（三）聯(lián)立方程模型回歸通過(guò)從定性與定量，從全方面對(duì)兩個(gè)方程進(jìn)行模型分析，得最終聯(lián)立模型方程：Yt=Ct+It+Gt+（X

17、t-Mt）A1 =d0+d1B1 +m*D1t+V1tIt=e0+e1Yt+n*D2t+ V2t其中A1=A-0.635A(-1)，B1=B-0.635B(-1)，A=LOG（C），B=LOG(Y)， D1 = 1 充分就業(yè) D1 = 1 有利于投資 0 未充分就業(yè) ， 0 不利于投資用gdp表示收入Y，inv表示投資I，cons表示消費(fèi)C。回歸后模型為:備注：通過(guò)各類檢驗(yàn)及變換，雖然模型在形式上有了新的變化，但在模型方程的本質(zhì)上并無(wú)區(qū)別，分別還是表達(dá)了定量因素的收入與定性因素的政策對(duì)消費(fèi)及投資的影響，此外，就聯(lián)立方程模型的估計(jì)的過(guò)程中，所運(yùn)用的2SLS估計(jì)法能做到上述的問(wèn)題檢驗(yàn)與消除，因此在

18、聯(lián)立方程模型的回歸中可通過(guò)直接輸入來(lái)建立等式關(guān)系，但在方程的輸出過(guò)程中，為方便模型對(duì)經(jīng)濟(jì)的解釋，將用輸入的形式來(lái)表示方程。方程一：Ct=20425.61+0.4458Yt 16173.34D1t D1 = 1 充分就業(yè) t 3.06 15.55 -2.529 0 未充分就業(yè) R=0.989 _ R=0.988模型解釋：1） 常數(shù)項(xiàng)的值表明人們的基礎(chǔ)消費(fèi)是20425.61，且當(dāng)其他條件不變的前提下，收入每增加1個(gè)單位，用于消費(fèi)的支出將增加0.4458個(gè)單位。2） 該模型的擬合優(yōu)度及校正的擬合優(yōu)度值較大，表明該模型的自變量對(duì)應(yīng)變量的解釋能力較強(qiáng)，且無(wú)需再增加其它變量。3） 該模型的常數(shù)項(xiàng)與自變量收

19、入及虛擬變量的t值的絕對(duì)值均大于臨界狀態(tài)的t值，表明該常數(shù)項(xiàng)、收入及是就業(yè)與否對(duì)消費(fèi)額的大小均顯著。方程二：It= -2193.11+0.2285*Yt+7031.563*D2t D2= 1 有利于投資t -1.27 14.81 1.93 0 不利于投資 R=0.956 _ R =0.953模型解釋：1） 常數(shù)項(xiàng)的值為-2193.11，可以理解為人們?cè)跊](méi)有收入來(lái)源的時(shí)候，會(huì)將先前投資的部分這換成貨幣來(lái)購(gòu)買生活必需品，至于其對(duì)應(yīng)的t值不顯著，可認(rèn)為此類事件所發(fā)生的幾率很小。2)從模型的擬合優(yōu)度及校正的擬合優(yōu)度值來(lái)看，兩者值已較大，且相差不大，則表明該模型的自變量對(duì)應(yīng)變量的解釋能力較強(qiáng)，無(wú)需再引入

20、新的變量。3）模型自變量收入的t值遠(yuǎn)大于臨界狀態(tài)的t值，表明收入顯著性成立，即在其他條件不變時(shí)，收入每增加1個(gè)單位，用于投資支出的有0.2285個(gè)單位4）將虛擬變量的t值與顯著性的臨界t值相較，虛擬變量的t值雖小于臨界t值，但兩者的差距不大，表明該虛擬變量的存在，即政策對(duì)投資的偏向，著實(shí)對(duì)投資起了一定的作用。四、模型預(yù)測(cè)及對(duì)增加我國(guó)國(guó)民收入的建議根據(jù)對(duì)2010年我國(guó)全年的收入預(yù)測(cè)，估計(jì)年收入為369450.095億元，可對(duì)2010年的消費(fèi)及投資的預(yù)測(cè)分別為185126.462億元與89257.8億元。1.走新型工業(yè)化道路。新型工業(yè)化道路是在新的歷史條件下體現(xiàn)時(shí)代特點(diǎn)、符合我國(guó)國(guó)情的工業(yè)化道路。其主要特征是以信息化帶動(dòng)工業(yè)化。2.第三產(chǎn)業(yè)已成為21世紀(jì)的新興產(chǎn)業(yè)，鑒于我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀和面臨的挑戰(zhàn)及機(jī)遇，今后相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間，把大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略。從國(guó)際比較來(lái)看，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展還存在一是起點(diǎn)低，二是發(fā)展相對(duì)較慢的特點(diǎn)。3.在國(guó)際服務(wù)貿(mào)易中，運(yùn)輸和旅游服