中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析

1、中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析學(xué)號(hào)班級(jí)姓名摘要：改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度更是舉世矚目。本文采用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型和多元線性回歸分析方法對(duì) 19802010 年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素進(jìn)行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、消費(fèi)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，建立計(jì)量模型，尋求這些變量與中國(guó)國(guó)民產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，進(jìn)行定量分析，對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。關(guān)鍵詞：消費(fèi)、投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、勞動(dòng)力，實(shí)證分析一、文獻(xiàn)綜述（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指一個(gè)國(guó)家生產(chǎn)商品和勞務(wù)能力的擴(kuò)大。在實(shí)際核算中，常以一國(guó)生產(chǎn)的商品和勞務(wù)總量的增加來(lái)表示，即以國(guó)民生產(chǎn)總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的（GDP）的增長(zhǎng)來(lái)計(jì)算。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)學(xué)

2、研究的永恒主題。古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論以社會(huì)財(cái)富的增長(zhǎng)為中心，指出生產(chǎn)勞動(dòng)是財(cái)富增長(zhǎng)的源泉?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為知識(shí)、人力資本、技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素。（二）影響因素的分析從古典增長(zhǎng)理論到新增長(zhǎng)理論，都重視物質(zhì)資本和勞動(dòng)的貢獻(xiàn)。物質(zhì)資本是指經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行中實(shí)際投入的資本數(shù)量.然而，由于資本服務(wù)流量難以測(cè)度，在這里我們用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元）來(lái)衡量物質(zhì)資本。中國(guó)擁有全世界近1/4 的人口，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了豐富的勞動(dòng)力資源。因此本文用總就業(yè)人數(shù)（萬(wàn)人）來(lái)衡量勞動(dòng)力。居民消費(fèi)需求也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題既受各國(guó)政府和居民的關(guān)注,也是經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究的一個(gè)重要方面。在 19782008

3、 年的 31 中,我國(guó)經(jīng)濟(jì)年均增長(zhǎng)率高達(dá) 9.6%,綜合國(guó)力大大增強(qiáng),居民收入水平與生活水平不斷提高,居民的消費(fèi)需求的數(shù)量和質(zhì)量有了很大的提高。但是,我國(guó)目前仍然面臨消費(fèi)需求不足問(wèn)題。因此,研究消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,并對(duì)我國(guó)消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度進(jìn)行實(shí)證分析，可以更好的理解消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立（一）數(shù)據(jù)收集表 2.1中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素模型時(shí)間序列表年份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）年末從業(yè)人員數(shù)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）19804545.642361910.9107.519814891.643725961102.519825323.4

4、452951230.410219835962.7464361430.110219847208.1481971832.9102.719859016498732543.2109.3198610275.2512823120.6106.5198712058.6527833791.7107.3198815042.8543344753.8118.8198916992.3553294410.4118199018667.8647494517103.1199121781.5654915594.5103.4199226923.5661528080.1106.4199335333.96680813072.3114.

5、7199448197.96745517042.1124.1199560793.76806520019.3117.1199671176.66895022913.5108.31997789736982024941.1102.8199884402.37063728406.299.2199989677798.6200099214.67208532917.7100.42001109655.27302537213.5100.72002120332.77374043499.999.22003135822.87443255566.6101.22004159878.3752007047

6、7.4103.92005184937.47582588773.6101.82006216314.476400109998.2101.52007265810.376990137323.9104.82008314045.477480172828.4105.9200934090377995224598.899.3資料來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。（二）模型設(shè)計(jì)為了具體分析各要素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的大小，我們可以用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（y）作為對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的衡量，代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展；用總就業(yè)人員數(shù)（x1）衡量勞動(dòng)力；用固定資產(chǎn)投資總額(x2)衡量資本投入：用價(jià)格指數(shù)（x3）去代表消費(fèi)需求。運(yùn)用這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。采用的模

7、型如下：y= 1+2x1+3x2+4x3+ui其中，y 代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，x1 代表社會(huì)就業(yè)人數(shù)，x2 代表固定資產(chǎn)投資，x3 代表消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，ui 代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們通過(guò)對(duì)該模型的回歸分析，得出各個(gè)變量與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)關(guān)系。三、模型估計(jì)和檢驗(yàn)（一）模型初始估計(jì)表 3.1模型初始估計(jì)結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 16:33Sample(adjusted): 1980 2009Included observations: 30 after adjusting endpointsVariabl

8、eCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-16197.4741510.11-0.3902050.6996X11.6839720.2560656.5763360.0000X21.4204450.05488625.879790.0000X3-580.7369355.4395-1.6338560.1143R-squared0.985665Mean dependentvar85805.26Adjusted R-squared0.984011S.D. dependent var95097.07S.E. of regression12024.95Akaike info

9、 criterion21.75092Sum squared resid3.76E+09Schwarz criterion21.93775Log likelihood-322.2638F-statistic595.9008Durbin-Watson stat0.968679Prob(F-statistic)0.000000（二）多重共線性檢驗(yàn)表 3.2相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X11.0000000.665094-0.219318X20.6650941.000000-0.291137X3-0.219318-0.2911371.000000根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)，解釋變量之間存在著線性相關(guān)。通過(guò)采用剔除

10、變量法，多重共線性的修正結(jié)果如下：剔除 X3。.表 3.3修正多重共線性后的模型Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 16:40Sample(adjusted): 1980 2009Included observations: 30 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-79282.7915704.05-5.0485550.0000X11.6990130.2636936.4431580.0000X21.4

11、383250.05542225.952220.0000R-squared0.984193Mean dependent var85805.26Adjusted R-squared0.983022S.D. dependent var95097.07S.E. of regression12391.14Akaike info criterion21.78199Sum squared resid4.15E+09Schwarz criterion21.92211Log likelihood-323.7299F-statistic840.5434Durbin-Watson stat0.689221Prob(

12、F-statistic)0.000000（三）異方差檢驗(yàn)表 3.4ARCH 檢驗(yàn)ARCH Test:F-statistic5.690752Probability0.024334Obs*R-squared5.048272Probability0.024651Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 16:44Sample(adjusted): 1981 2009Included observations: 29 after adjusting endpointsVariable

13、CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C49385817560101980.8817290.3857RESID2(-1)0.8990980.3768972.3855300.0243R-squared0.174078Mean dependentvar1.39E+08Adjusted R-squared0.143489S.D. dependent var2.41E+08S.E. of regression2.23E+08Akaike info criterion41.35408Sum squared resid1.35E+18Schwarz criterion4

14、1.44838Log likelihood-597.6342F-statistic5.690752Durbin-Watson stat1.336249Prob(F-statistic)0.024334從上表可 以得到數(shù) 據(jù)： (n-p)R2=5.048272, 查表得 2（p） =5.9915, (n-p)R2=5.048272<2（p）=5.9915,則接受原假設(shè)，不存在異方差。（四）序列相關(guān)檢驗(yàn)已知：DW=0.689221，查表得 dL=1.270，dU=1.563。由此可知，存在相關(guān)性。修正如下：表 3.5修正序列相關(guān)后的模型Dependent Variable: YMethod:

15、 Least SquaresDate: 06/07/11Time: 17:00Sample(adjusted): 1981 2009Included observations: 29 after adjusting endpointsFailure to improve SSR after 18 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C21524.051.27E+091.70E-051.0000X10.6126941.0519580.5824320.5655X20.9995450.3097523.2269230.0035A

16、R(1)1.0000190.1111908.9937700.0000R-squared0.992728Mean dependent var88607.31Adjusted R-squared0.991855S.D. dependent var95511.65S.E. of regression8619.708Akaike info criterion21.08893Sum squared resid1.86E+09Schwarz criterion21.27752Log likelihood-301.7895F-statistic1137.613Durbin-Watson stat0.9892

17、63Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots1.00Estimated AR process is nonstationary修正后的 DW=0.9892。進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，Q 統(tǒng)計(jì)量的下圖。通過(guò)上圖可以看出，修正后無(wú)自相關(guān)。（五）Granger 因果檢驗(yàn)表 3.6Granger 因果檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/07/11Time: 17:06Sample: 1980 2010Lags: 1Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityX1 does not

18、Granger Cause Y290.211320.64956X2 does not Granger Cause Y290.187820.66831從上表可以看出：Pro(x1)和 Pro(x2)大于 0.1，說(shuō)明 X1 和 X2 不是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger 的原因。（六）顯著性和擬合優(yōu)度檢驗(yàn)表 3.5 反映了模型的最終形式。X1 的 t 檢驗(yàn)不通過(guò)，二 X2 的t 檢驗(yàn)通過(guò)。F 統(tǒng)計(jì)量值為 1137.61，F(xiàn) 檢驗(yàn)通過(guò)。對(duì)于 F=840.5434>F(2,27)=3.35(顯著性水平為 0.05)，表明模型從整體上看我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各解釋變量之間線性關(guān)系顯著。修正的擬合優(yōu)度量為 0

19、.9919，擬合程度很好。四、結(jié)論分析和政策建議（一）主要結(jié)論1、固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原動(dòng)力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展取決于投入資金的數(shù)量和資金的利用效率。固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原動(dòng)力，它對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有先導(dǎo)作用，并以其乘數(shù)效應(yīng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。2、勞動(dòng)力對(duì)GDP有一定的促進(jìn)作用但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率卻微不足道。這是因?yàn)槲覈?guó)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)總量巨大、供給充足、流動(dòng)性強(qiáng), 對(duì)GDP 影響很大。但是勞動(dòng)力的人力資本含量、高技術(shù)含量偏低,勞動(dòng)力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重缺陷, 會(huì)直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。3、消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用消費(fèi)需求是三大需求要素中所占份額最大、波動(dòng)幅度最小的部分，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支 柱和最主要的組成部分

20、，同時(shí)也是最為明顯地反映經(jīng)濟(jì)自發(fā)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。（二）政策建議就業(yè)是民生之本，有效促進(jìn)就業(yè)，保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)良好勢(shì)頭成為我國(guó)當(dāng)前乃至今后一段時(shí)期的重要課題。針對(duì)目前勞動(dòng)力數(shù)量龐大且總體素質(zhì)不高的現(xiàn)狀，應(yīng)通過(guò)多種途徑，一方面加強(qiáng)就業(yè)培訓(xùn)的投入力度，提高勞動(dòng)者就業(yè)及再就業(yè)能力，降低失業(yè)率；另一方面，加強(qiáng)各地區(qū)間人才交流及促進(jìn)勞動(dòng)力自由流動(dòng)，并通過(guò)合理技術(shù)壁壘方式，阻止外來(lái)流動(dòng)人員的無(wú)序進(jìn)入。同時(shí)，鼓勵(lì)靈活就業(yè)，以減輕就業(yè)壓力。勞動(dòng)力的人力資本含量、高技術(shù)含量偏低,勞動(dòng)力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重缺陷, 直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此應(yīng)當(dāng)控制人口數(shù)量,優(yōu)化勞動(dòng)力結(jié)構(gòu), 提升勞動(dòng)力素質(zhì)。物質(zhì)資本對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也起到了一定的影響作用，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)投資的科學(xué)管理，提高投資效率。參考文獻(xiàn):1趙曉，消費(fèi)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主動(dòng)力J，20052 徐錚、張潤(rùn)清、李曉紅，1