促進內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的因素分析.doc

促進內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的因素分析摘要：“西部大開發(fā)”發(fā)展戰(zhàn)略的實施西部落后地區(qū)迎來了發(fā)展的機遇，內(nèi)蒙古作為西部的一個省，也將抓住機遇積極發(fā)展經(jīng)濟。近年來內(nèi)蒙經(jīng)濟在全區(qū)的結(jié)構(gòu)調(diào)整和西部大開發(fā)的過程中有了長足的發(fā)展,但是在發(fā)展中也存在一些問題和困難,需要我們認(rèn)真重視、研究并加以改進,本文就影響內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的因素進行了分析,并提出了一些的建議。關(guān)鍵詞：GDP 地區(qū)生產(chǎn)總值 基本建設(shè)投資 社會消費品零售總額 第三產(chǎn)業(yè) 發(fā)揮怎樣才能使內(nèi)蒙古更好更快地發(fā)展起來呢？在經(jīng)濟建設(shè)中又應(yīng)當(dāng)注重哪些方面呢？下面我對其影響經(jīng)濟的幾個因素進行了分析。數(shù)據(jù)如下：(表1)年 份生產(chǎn)總值（億元）Y社會消費品零售總額(億元)X1基本建設(shè)投資(億元)X2固定資產(chǎn)投資(億元)X3出口總額(億元)Z1進口總額(億元)Z2實際利用外資額(萬美元)X5教育事業(yè)投資(億元)X61985163.8375.63735.6848 52.42 4.38801.51735304.8420 1986181.58 84.88097.2939 47.57 6.36562.54306645.5765 1987212.27 96.30065.4114 53.32 8.43102.882011206.0345 1988270.81 118.89675.0165 72.05 10.93903.19139617.1570 1989292.69 125.68754.5852 70.68 12.51583.603330507.7245 1990319.31 130.57604.9415 70.77 16.94838.341525308.5647 1991359.66 145.52076.2478 100.66 22.45979.709555328.5884 1992421.68 168.68516.3988 149.24 31.916818.7901791010.0203 1993532.70 202.14786.1791 217.40 56.184347.98071921312.2475 1994681.92 247.29135.7617 250.99 51.3373400400 1995832.88 295.01615.6159 273.06 50.678543.08866180116.5580 1996984.78 335.36017.5551 275.54 56.913246.97823835519.7786 19971099.77 367.91579.1114 317.50 60.945847.67304420920.2451 19981192.29 400.887214.3054 350.16 68.163546.55384425324.2189 19991268.20 437.381318.1797 383.37 75.002858.09584013327.5159 20001401.01 483.981434.3664 430.42 84.711484.06975481929.7521 20011545.79 537.307151.3916 496.43 94.3996116.50394734239.7389 20021734.31 598.964681.2413 715.09 113.4776135.25035821148.2847 20032150.41 726.763078.1312 1209.44 119.2581138.43946652954.3525 （資料來源：內(nèi)蒙古統(tǒng)計局、中國統(tǒng)計年鑒）其中：Y代表地區(qū)生產(chǎn)總值，X1代表社會消費品零售總額，X2代表基本建設(shè)投資，X3代表固定資產(chǎn)投資總額， Z1代表出口總額,Z2代表進口總額，X5代表實際利用外資額,X6代表教育事業(yè)投資總額。(一)建立模型并回歸根據(jù)計算國民生產(chǎn)總值的支出法可知：GDP=消費支出+投資支出+政府支出+凈出口。結(jié)合數(shù)據(jù)設(shè)模型的函數(shù)形式為：Y=a0+a1*X1+a2*X2+a3*X3+a4*X4+a5*X5+a6*X6+u (式1)先利用GENR生成X4=Z1-Z2,再運用OLS估計方法對式1中的參數(shù)進行估計，得回歸分析結(jié)果：（表2）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:31Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.2836330.28858111.378550.0000X2-0.8008761.036130-0.7729500.4534X30.0381430.0460180.8288890.4221X53.45E-050.0004980.0692750.9458X6-2.3979304.933792-0.4860220.6350C-91.5276110.49876-8.7179450.0000R-squared0.999438 Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0.999221 S.D. dependent var597.4553S.E. of regression16.67253 Akaike info criterion8.717491Sum squared resid3613.653 Schwarz criterion9.015735Log likelihood-76.81617 F-statistic4620.256Durbin-Watson stat0.978955 Prob(F-statistic)0.000000（二）多重共線性的檢驗及修正1、檢驗表1的各估計量的t檢驗都不顯著，而f檢驗顯著，說明存在多重共線性。用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法再次進行檢驗用，如表3：X1X2X3X4X5X6X1 1.000000 0.862272 0.937908-0.589030 0.912883 0.983284X2 0.862272 1.000000 0.896652-0.861649 0.667251 0.935660X3 0.937908 0.896652 1.000000-0.658111 0.813625 0.954438X4-0.589030-0.861649-0.658111 1.000000-0.412062-0.702237X5 0.912883 0.667251 0.813625-0.412062 1.000000 0.852549X6 0.983284 0.935660 0.954438-0.702237 0.852549 1.000000由表3可以看出，該模型存在多重共線性。2、用逐步回歸法修正多重共線性。（1）、運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程，即：Y= -79.08589+ 3.073652X2（-8.833908） （119.9085）R2= 0.998819 AR2= 0.998750 F= 14378.04(2)、逐步回歸。將其余解釋變量逐一代入上式結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的二元線性回歸方程，即：Y=-94.35986+ 3.199889*X2-1.158569X3 （-12.35871） （86.06483） （-3.937602） R2= 0.999400 AR2= 0.999325 F= 13330.58(3)、將其余解釋變量逐一代入上式產(chǎn)生多重共線性，結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗保留X1和X2最終的線性回歸方程為，Y= -79.08589+ 3.073652X2（-8.833908） （119.9085）R2= 0.998819 AR2= 0.998750 F= 14378.04回歸結(jié)果如下：（表4）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/05 Time: 09:40Sample: 1985 2003Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X13.1998890.03718086.064830.0000X2-1.1585690.294232-3.9376020.0012C-94.359867.635091-12.358710.0000R-squared0.999400 Mean dependent var823.4679Adjusted R-squared0.999325 S.D. dependent var597.4553S.E. of regression15.51929 Akaike info criterion8.465984Sum squared resid3853.576 Schwarz criterion8.615106Log likelihood-77.42685 F-statistic13330.58Durbin-Watson stat0.931665 Prob(F-statistic)0.000000（三）異方差檢驗及修正：（1）首先用圖示法檢驗。（圖1）由圖1可知模型可能存在異方差。（2）由于該模型是小樣本，不適用White檢。用Goldfeld-quandt檢驗。以X1得升序排列，去掉中間1/4的數(shù)據(jù)，n=19去掉5個數(shù)據(jù)。剩下的分為前后兩部分，每部分各有（n-5）/2=7個數(shù)據(jù)。分別對這兩部分進行回歸，記錄其殘差平方和。樣本范圍在1985-1991的殘差平方和為E1=224.4102。樣本范圍在1997-2003的殘差平方和為E2=2027.765。構(gòu)造F統(tǒng)計量F*=E2/E1=9.0359719186.在給定的顯著性水平&=0.05下查F表的臨界值F(5,5)=5.05。因為F*F,表明誤差項存在異方差。（3）用arch檢驗?zāi)Ｐ瓦M行檢驗。（表5）Dependent Variable: E2Method: ML - ARCHDate: 12/18/05 Time: 11:53Sample(adjusted): 1988 2003Included observations: 16 after adjusting endpointsConvergence achieved after 55 iterationsCoefficientStd. Errorz-StatisticProb. C91.00901142.91890.6367880.5243E2(-1)0.6950150.8073710.8608370.3893E2(-2)-0.4739370.782312-0.6058170.5446E2(-3)0.2365350.6010590.3935300.6939 Variance EquationC12367.3836189.050.3417440.7325ARCH(1)-0.1539160.065494-2.3500710.0188GARCH(1)0.5772891.5065780.3831790.7016R-squared0.337344 Mean dependent var197.0166Adjusted R-squared-0.104427 S.D. dependent var177.0589S.E. of regression186.0743 Akaike info criterion13.24010Sum squared resid311612.7 Schwarz criterion13.57811Log likelihood-98.92079 F-statistic0.763618Durbin-Watson stat1.820931 Prob(F-statistic)0.616288由表可知：過程階數(shù)P=1時為最佳。此時Obs*R-squared=3.650429，在給定的顯著性水平&=0.05下查卡方分布表的臨界值為3.84146.因為Obs*R-squareddu,根據(jù)判定區(qū)域可知DW值落入不拒絕Ho區(qū)域內(nèi)，即其無一階自相關(guān)。最終的樣本回歸方程為：Y=-86.67634+3.128669X1-0.630971X2 (-38.18826) (143.4637) (-4.251025)R2=0.999949 AR2=0.999943 F=158285.6最終的總體回歸方程為：Y=-86.67634+3.128669X1-0.630971X2+u其中Y代表內(nèi)蒙古的地區(qū)國民生產(chǎn)總值，X1代表社會消費品零售總額，X2代表基本建設(shè)投資。（五）總結(jié)分析由模型可以看出：在變量為零時，內(nèi)蒙的國民生產(chǎn)總值平均保持在-86.67634億元的水平，內(nèi)蒙古歷來都以牧業(yè)為主，多是自產(chǎn)自銷，這部分價值不計入GDP中，其他產(chǎn)業(yè)在逐步發(fā)展，水平還比較低，國家的財政補貼和許多對內(nèi)蒙的轉(zhuǎn)移支付再加上地區(qū)的貿(mào)易逆差都可能造成內(nèi)蒙古GDP核算出現(xiàn)負(fù)值的情況。在其他變量不變時，每增加一億元的社會消費品零售總額GDP平均增加3.128669億元；在其他變量不變時每增加一億元的基本建設(shè)投資，GDP平均減少-0.630971億元；說明，促進內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的主要原因是社會消費品零售.基本建設(shè)投資的增加要減少GDP，可能是因為近年來為追求國民生產(chǎn)總值的快速曾長對基本建設(shè)進行盲目投資，低水平重復(fù)建設(shè)比較嚴(yán)重，導(dǎo)致投資很多收效甚微；還有可能是數(shù)據(jù)不夠準(zhǔn)確造成的。該模型提示我們在發(fā)展經(jīng)濟的過程中要注意結(jié)合實際不能盲目激進。應(yīng)當(dāng)在保持社會消費品零售和基本建設(shè)投資穩(wěn)步合理的增長的同時，加大其他方面的投資和建設(shè)。（六）建議目前，內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展速度不快，人民生活水平還不高，與東部發(fā)達地區(qū)相比存在著較大的差距，為其能更快更好的發(fā)展，應(yīng)當(dāng)：首先：加大對農(nóng)牧業(yè)投資，提高其抵御自然災(zāi)害的能力，鞏固內(nèi)蒙古的基礎(chǔ)經(jīng)濟，打好發(fā)展經(jīng)濟的根基。只有具備良好的基礎(chǔ)，才能實現(xiàn)經(jīng)濟的高速發(fā)展。其次，針對國民經(jīng)濟整體素質(zhì)不高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理的問題，可以結(jié)合自己優(yōu)勢，加快如飲食業(yè)、旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以此拉動經(jīng)濟的增長。內(nèi)蒙古的消費支出中生活必需品的支出占較大一部分，恩格爾系數(shù)較大，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以增加居民的收入，促進消費方向轉(zhuǎn)變，提高國民經(jīng)濟的整體水平。第三、引進東部及國外先進的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗及成功的經(jīng)驗，深化企業(yè)改革，提高資源的利用效益，提高產(chǎn)業(yè)和商業(yè)的競爭力，使其成為促進經(jīng)濟增長的主力軍。第四、大力發(fā)展高等教育，積極創(chuàng)造良好的條件留住人才、吸引人才，在經(jīng)濟發(fā)展中重視人才，發(fā)揮人才的主導(dǎo)作用。第五、在中央政府的大力支持和扶植下，提供各種便利和優(yōu)惠引進外資，解決制約內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展的資金短缺的瓶頸問題。第六、憑借自己的優(yōu)勢或比較優(yōu)勢積極參與國際貿(mào)易，提高進出口貿(mào)易總額，拉動經(jīng)濟的增長。只要堅持“抓住機遇、深化改革、擴大開放、促進發(fā)展、保持穩(wěn)定”的基本方針，正確處理改革、發(fā)展、穩(wěn)定的關(guān)系，緊緊抓住經(jīng)濟體制和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變這一關(guān)鍵，全面實施資源轉(zhuǎn)換、開放帶動、科教興區(qū)、人才開發(fā)和名牌推進等五大戰(zhàn)略措施，切實抓好調(diào)整結(jié)構(gòu)、提高效益、開拓市場三個重要環(huán)節(jié)，就能提高內(nèi)蒙古綜合經(jīng)濟實力、可持續(xù)發(fā)展能力和國民素質(zhì)全面，促進經(jīng)濟的穩(wěn)步快速的發(fā)展。參考文獻：溫元凱 把脈內(nèi)蒙古經(jīng)濟癥結(jié)內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀淺析我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的分析 鄭志峰 西方經(jīng)濟學(xué) 205020104014摘要：本文利用我國1978年以來的統(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型。通過對該模型的經(jīng)濟含義分析可以得出可支配收入率對儲蓄率的影響不大，還有利率對儲蓄率的影響很小，值得注意的是，模型中的基尼系數(shù)對城鎮(zhèn)居民的儲蓄影響是相當(dāng)大的。1 、我國城鎮(zhèn)居民儲蓄模型各個解釋變量及被解釋變量的分析一個社會的儲蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價水平、收入分配等因數(shù)的影響：1.1 收入因數(shù)收入是決定儲蓄的重要因數(shù)，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€人所得稅之后，余下的全部實際現(xiàn)金收入。在本文中，我們選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。具體數(shù)據(jù)來源見下表：年份城鎮(zhèn)居民總收入（億元）城鎮(zhèn)居民收入增長率1978592.19331979749.04750.2648699341980914.12640.22038508919811009.3570.10417644619821149.8240.13916541219831257.590.09372356319841566.1490.24535700819851854.6980.18424112219862375.3130.28070097119872773.2160.16751586419883382.5710.21972892919894058.5010.19982709519904560.0490.12357970319915306.3820.16366782419926520.5860.22881942519938550.0090.311233327199411946.170.397210898199515065.020.261076104199618051.030.198208003199720356.870.127739779199822572.760.108852141199925610.080.134557035200028828.970.125688358200132969.980.14364071200238677.30.173106495數(shù)據(jù)來源：各年份的中國統(tǒng)計年鑒1.2 利息率傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。1.3 物價水平物價水平會導(dǎo)致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。1.4 收入分配凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)，本文選用的是中國1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)。1.5 儲蓄水平在本文中，我們用城鎮(zhèn)居民的儲蓄率作為被解釋變量。計算方法是：儲蓄率=當(dāng)年城鎮(zhèn)居民儲蓄增量/當(dāng)年城鎮(zhèn)居民總可支配收入。具體數(shù)據(jù)來源見下表：年份城鎮(zhèn)儲蓄增量（億元）城鎮(zhèn)居民總收入（億元）城鎮(zhèn)居民儲蓄率197947.7749.04750.06368087198079.9914.12640.08740586198171.61009.3570.07093626198293.21149.8240.081055861983125.31257.590.0996350119842041566.1490.130255841985281.21854.6980.151615021986414.62375.3130.174545421987603.32773.2160.21754531988604.23382.5710.1786215219891104.44058.5010.272120219901493.94560.0490.3276061419911646.75306.3820.3103244319921967.26520.5860.301690719932735.28550.0090.319906119945075.511946.170.4248643519956763.915065.020.4489803619967383.518051.030.4090347719976297.420356.870.3093501519985818.822572.760.2577797819995438.225610.080.2123460820003572.528828.970.12392052001796432969.980.24155306200211563.6738677.30.29897822數(shù)據(jù)來源：各年份的中國統(tǒng)計年鑒2、模型的形式和參數(shù)估計以及各種檢驗2.1 模型的建立我們的模型是：rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b3*rcpi+b4*gini+u 的形式其中，c度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負(fù)。 b1度量了當(dāng)城鎮(zhèn)個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。b2 度量了當(dāng)利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。b3度量了當(dāng)通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。b4度量了基尼系數(shù)對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。u是隨機誤差項。我們的模型數(shù)據(jù)樣本為從19792002年。年份城鎮(zhèn)居民儲蓄率城鎮(zhèn)居民收入增長率一年期儲蓄利率通貨膨脹率城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)19790.063680870.2648699343.780.020.1619800.087405860.2203850895.040.0598040.1519810.070936260.1041764465.40.0240520.1519820.081055860.1391654125.670.018970.1519830.099635010.0937235635.760.0150710.1619840.130255840.2453570085.760.0279480.1919850.151615020.1842411226.720.088360.1919860.174545420.2807009717.20.0601090.219870.21754530.1675158647.20.0729010.2319880.178621520.2197289297.680.1853120.2319890.27212020.19982709511.120.1777650.2319900.327606140.1235797039.920.0211410.2419910.310324430.1636678247.920.0288880.2519920.30169070.2288194257.560.0538140.2719930.31990610.3112333279.260.1318830.319940.424864350.39721089810.980.2169480.2819950.448980360.26107610410.980.1479690.2819960.409034770.1982080039.210.0609380.2919970.309350150.1277397797.170.0079410.319980.257779780.1088521415.02-0.0260.29519990.212346080.1345570352.89-0.029930.320000.12392050.1256883582.25-0.015010.3220010.241553060.143640712.25-0.00790.3320020.298978220.1731064952.03-0.013080.319數(shù)據(jù)來源：各年份的中國統(tǒng)計年鑒利用eviews回歸結(jié)果如下 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2646460.045525-5.8131540.0000RGPI0.3174260.1756781.8068640.0875I0.0240540.0036886.5230930.0000RCPI0.0244760.2055080.1190990.9065GINI1.1275230.1493187.5511270.0000R-squared0.897971 Mean dependent var0.234065Adjusted R-squared0.875298 S.D. dependent var0.116109S.E. of regression0.041002 Akaike info criterion-3.360748Sum squared resid0.030260 Schwarz criterion-3.113901Log likelihood43.64860 F-statistic39.60525Durbin-Watson stat1.541473 Prob(F-statistic)0.000000Rsave=-0.264646+0.317426*rgpi+0.024054*i+0.024476*rcpi+1.127523*gini.2.2 模型的檢驗2.21.經(jīng)濟意義的檢驗 該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。2.22統(tǒng)計檢驗 R值為0.897971，校正后的R值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。2.23計量經(jīng)濟檢驗多重共線性的檢驗 從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發(fā)現(xiàn)RGPI和RCPI不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄RCPI這個變量，重新做回歸分析得到： rsave= rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b4*gini+uVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2714870.041322-6.5700560.0000RGPI0.3147870.1137992.7661770.0119I0.0244870.0031787.7049860.0000GINI1.1452800.1378868.3059870.0000R-squared0.897094 Mean dependent var0.229740Adjusted R-squared0.881658 S.D. dependent var0.115517S.E. of regression0.039739 Akaike info criterion-3.461967Sum squared resid0.031583 Schwarz criterion-3.265624Log likelihood45.54360 F-statistic58.11739Durbin-Watson stat1.556309 Prob(F-statistic)0.000000 從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的