江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)—基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量分析

1、南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院實(shí)驗(yàn)報(bào)告課程名稱：經(jīng)濟(jì)模型及應(yīng)用論文題目： 江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)基于C-D 生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量分析姓名：學(xué) 號(hào)：成績：任課教師評(píng)語：簽名：年月日江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)基于 C-D 生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量分析摘要:本文采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D 生產(chǎn)函數(shù)）模型，選取江西省 2003-2013 年的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)這 10 年間江西省經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證分析，并提出合理建議以及經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)。關(guān)鍵詞：生產(chǎn)函數(shù)回歸分析 經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)一、引言2008 年金融危機(jī)以來，在國家宏觀調(diào)控不斷深化，市場化不斷進(jìn)行的主題下，江西省經(jīng)濟(jì)取得了快速增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，工業(yè)化進(jìn)程明顯加快。但同樣也面臨著經(jīng)

2、濟(jì)總體水平仍處于全國較低水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)、勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)，投資結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化、內(nèi)生動(dòng)力仍需增強(qiáng)等問題。面對(duì)這些亟需解決的問題，我們?cè)噲D建立生產(chǎn)函數(shù)模型，解釋江西省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況以及給出合理的建議。對(duì)生產(chǎn)函數(shù)的研究由來以久。從 20 世紀(jì) 20 年代末，美國數(shù)學(xué)家 Charles和 Cobb 和經(jīng)濟(jì)學(xué)家 Paul Dauglas 提出生產(chǎn)函數(shù)這一名詞，并用 18991922 年的數(shù)據(jù)資料，導(dǎo)出了著名的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)以來，不斷有新的研究成果出現(xiàn)。1937年 Dauglas,Durand 提出改進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)模型，1960 年 Solow 提出含體現(xiàn)型技術(shù)進(jìn)步生產(chǎn)函數(shù)， 1961 年 Arrow

3、 等提出兩要素生產(chǎn)函數(shù)模型，1967 年 Sato 提出二級(jí) CES 生產(chǎn)函數(shù)，1968 年 Sato,Hoffman 提出 VES 生產(chǎn)函數(shù)，1968 年Aigner,Chu提出邊界生產(chǎn)函數(shù)，1973 年 Christensen,Jorgenson 提出超對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。在此，我們利用 C-D 生產(chǎn)函數(shù)來解釋以上問題。二、數(shù)據(jù)搜集本文數(shù)據(jù)均取自國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)和江西省統(tǒng)計(jì)年鑒：此為 20032013 年間江西省 GDP 總值此為 20032013 年間江西省的固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)數(shù)據(jù)三、生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計(jì)與結(jié)果分析由 C-D 生產(chǎn)函數(shù)，建立如下生產(chǎn)函數(shù)模型：(1)參數(shù)的估計(jì)兩邊取對(duì)數(shù)： LnY=Ln

4、A+LnL+LnK輸入命令：create a 20032013 data YL Kls log(Y) C log(L) log(K)得到如下回歸結(jié)果：ln y =-50.67+7.5LnL+0.13LnK(-2.79)(2.96)(0.69)R2=0.992 R 2 =0.991 F=528.16 D.W=1.11(2)模型的檢驗(yàn)、 的估計(jì)值前面系數(shù)為正，符合經(jīng)濟(jì)意義。R2=0.992，R 2 =0.991F=528.16說明模型擬合得比較好，但是常數(shù)項(xiàng)和的t 統(tǒng)計(jì)值偏小，在 5%的顯著性水平下不能通過顯著性檢驗(yàn)。由伴隨概率可知，不存在異方差。由 dl=0.95<D.W1.11<d

5、u1.54,無法說明是否存在序列相關(guān)情況。為消除序列相關(guān)性，采用科克倫奧科特迭代法：依上述命令，輸入：ls log(Y) c log(L)log(K) ar(1)ln y =-65.79+9.58LnL+0.008LnK (22.96)(3.18)(0.22)R2=0.993 R 2 =0.990 F=270.67 D.W=2.03模型的擬合優(yōu)度得到提高，而且 D.W=2.03 處于 2 之間，可知現(xiàn)在不存在序列相關(guān)性。同時(shí)常數(shù)項(xiàng)的 t 檢驗(yàn)也通過了。表明模型的擬合程度是非常高的。（3）基于最優(yōu)生產(chǎn)函數(shù)模型的進(jìn)一步分析 對(duì)修正后的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行分析:1. 要素的產(chǎn)出彈性得資本的產(chǎn)出

6、彈性 eek=0.008，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性為 eel9.58。說明勞動(dòng)投 入在山江西經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中起著重要的作用，江西是一個(gè)勞動(dòng)密集型的省份，多依靠勞動(dòng)密集型的輕工業(yè)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。2.技術(shù)進(jìn)步速度的測(cè)定r=y-l-k其中，r 為技術(shù)進(jìn)步速度，、為勞動(dòng)與資本的產(chǎn)出彈性，y、k、l分別為產(chǎn)出、和勞動(dòng)數(shù)量的增長速度。genr y1=(y-y(-1)/y(-1)genr k1=(k-k(-1)/k(-1)genr l1=(l-l(-1)/l(-1)genr r=y1-c(2)*k1-(1-c(2) *l1 genr a=c(2)genr b=1-c(2)show y1 k1 l1 r a b此處，技術(shù)進(jìn)步是廣義的、?？怂怪行缘?，是將資本與勞動(dòng)數(shù)量增長之外的所有因素全部歸入“技術(shù)進(jìn)步”之中。從表中可以看出，不同年份的技術(shù)進(jìn)步速度是不同的。有的年份甚至為負(fù)的。結(jié)論:1. 通過研究，在這 10 年間，勞動(dòng)力的增長對(duì)江西的經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)作用是非常明顯的，是超過資本的貢獻(xiàn)的2. 這 10 年間技術(shù)并沒有革命性的變化，所以技術(shù)因素對(duì)江西的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用不明顯，甚至技術(shù)為負(fù)數(shù)，表明技術(shù)毫無發(fā)展。3. 本文只討論了基于 C-D