計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析學(xué)號 班級 姓名摘要：改革開放以來，我國的社會主義經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長速度更是舉世矚目。本文采用經(jīng)濟(jì)增長模型和多元線性回歸分析方法對19802010年中國經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動力、消費(fèi)對國內(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國民產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，進(jìn)行定量分析，對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。關(guān)鍵詞：消費(fèi)、投資、經(jīng)濟(jì)增長、勞動力，實(shí)證分析一、文獻(xiàn)綜述（一）經(jīng)濟(jì)增長理論經(jīng)濟(jì)增長是指一個(gè)國家生產(chǎn)商品和勞務(wù)能力的擴(kuò)大。在實(shí)際核算中，常以一國生產(chǎn)的商品和勞務(wù)總量的增加來表示，即以國民生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的（GDP）的增

2、長來計(jì)算。經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的永恒主題。古典經(jīng)濟(jì)增長理論以社會財(cái)富的增長為中心，指出生產(chǎn)勞動是財(cái)富增長的源泉?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為知識、人力資本、技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。（二）影響因素的分析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)流量難以測度，在這里我們用全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）來衡量物質(zhì)資本。中國擁有全世界近1/4 的人口，為經(jīng)濟(jì)增長提供了豐富的勞動力資源。因此本文用總就業(yè)人數(shù)（萬人）來衡量勞動力。居民消費(fèi)需求也是經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素。經(jīng)濟(jì)增長問題既受各國政府和居民的關(guān)注,也是經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究的一個(gè)重要

3、方面。在19782008年的30年中,我國經(jīng)濟(jì)年均增長率高達(dá)9.6%,綜合國力大大增強(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,我國目前仍然面臨消費(fèi)需求不足問題。因此,研究消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的影響,并對我國消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度進(jìn)行實(shí)證分析，可以更好的理解消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立（一）數(shù)據(jù)收集表2.1 中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素模型時(shí)間序列表年份國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）年末從業(yè)人員數(shù)全社會固定資產(chǎn)投資總額居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）19804545.642361910.9107.519814891.643725961102.51

4、9825323.4452951230.410219835962.7464361430.110219847208.1481971832.9102.719859016498732543.2109.3198610275.2512823120.6106.5198712058.6527833791.7107.3198815042.8543344753.8118.8198916992.3553294410.4118199018667.8647494517103.1199121781.5654915594.5103.4199226923.5661528080.1106.4199335333.96680813

5、072.3114.7199448197.96745517042.1124.1199560793.76806520019.3117.1199671176.66895022913.5108.31997789736982024941.1102.8199884402.37063728406.299.2199989677798.6200099214.67208532917.7100.42001.27302537213.5100.72002.77374043499.999.22003.87443255566.6101.22004.37520070477.4103.92005.47

6、582588773.6101.82006.476400.2101.52007.376990.9104.82008.477480.4105.9200977995.899.3資料來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。（二）模型設(shè)計(jì)為了具體分析各要素對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的大小，我們可以用國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）作為對經(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。采用的模型如下：y= 1+2x1+3x2+4x3+ui其中，y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，x1代表社會就業(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)，

7、ui代表隨機(jī)擾動項(xiàng)。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個(gè)變量與我國經(jīng)濟(jì)增長的變動關(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: 06/07/11 Time: 16:33Sample(adjusted): 1980 2009Included observations: 30 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-16197.4741510.11-0.0.6996X11.0.6

8、.0.0000X79790.0000X3-580.7369355.4395-1.0.1143R-squared0. Mean dependent var85805.26Adjusted R-squared0. S.D. dependent var95097.07S.E. of regression12024.95 Akaike info criterion21.75092Sum squared resid3.76E+09 Schwarz criterion21.93775Log likelihood-322.2638 F-statistic595.9008Durbin-Wat

9、son stat0. Prob(F-statistic)0.（二）多重共線性檢驗(yàn)表3.2 相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X11. 0.-0.X2 0. 1.-0.X3-0.-0. 1.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)。通過采用剔除變量法，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: 06/07/11 Time: 16:40Sample(adjusted): 1980 2009Included observations: 30 after adjusting endpo

10、intsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-79282.7915704.05-5.0.0000X.0000X52220.0000R-squared0. Mean dependent var85805.26Adjusted R-squared0.S.D. dependent var95097.07S.E. of regression12391.14 Akaike info criterion21.78199Sum squared resid4.15E+09Schwarz criterion21.9221

11、1Log likelihood-323.7299 F-statistic840.5434Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.（三）異方差檢驗(yàn)表3.4 ARCH檢驗(yàn)ARCH Test:F-statistic5. Probability0.Obs*R-squared5. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 16:44Sample(adjusted): 1981 2009Included observati

12、ons: 29 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0.3857RESID2(-1).0243R-squared0. Mean dependent var1.39E+08Adjusted R-squared0. S.D. dependent var2.41E+08S.E. of regression2.23E+08 Akaike info criterion41.35408Sum squared resid1.35E+18 Schwarz criterion41.448

13、38Log likelihood-597.6342 F-statistic5.Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.從上表可以得到數(shù)據(jù)：(n-p)R2=5.,查表得2（p）=5.9915, (n-p)R2=5.<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.，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: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 17:00Sample

14、(adjusted): 1981 2009Included observations: 29 after adjusting endpointsFailure to improve SSR after 18 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C21524.051.27E+091.70E-051.0000X.5655X.0035AR(1).0000R-squared0.Mean dependent var88607.31Adjusted R-squared0.S.D. de

15、pendent var95511.65S.E. of regression8619.708Akaike info criterion21.08893Sum squared resid1.86E+09Schwarz criterion21.27752Log likelihood-301.7895F-statistic1137.613Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.Inverted AR Roots 1.00Estimated 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。通過上圖可以

16、看出，修正后無自相關(guān)。（五）Granger因果檢驗(yàn)表3.6 Granger因果檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/07/11 Time: 17:06Sample: 1980 2010Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y29 0.21132 0.64956 X2 does not Granger Cause Y29 0.18782 0.66831從上表可以看出：Pro(x1)和Pro(x2)大于0.1，說明X1和X2不是國內(nèi)生產(chǎn)總

17、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，二X2的t檢驗(yàn)通過。F統(tǒng)計(jì)量值為1137.61，F(xiàn)檢驗(yàn)通過。對于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經(jīng)濟(jì)增長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0.9919，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)增長的重要原動力。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)增長的重要原動力，它對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有先導(dǎo)作用，并以其乘數(shù)效應(yīng)拉動經(jīng)濟(jì)增長。2、勞動力對GDP有一定的促進(jìn)作用但對

18、經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻微不足道。這是因?yàn)槲覈鴦趧恿Y(jié)構(gòu)總量巨大、供給充足、流動性強(qiáng), 對GDP 影響很大。但是勞動力的人力資本含量、高技術(shù)含量偏低,勞動力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重缺陷, 會直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長。3、消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)的拉動作用消費(fèi)需求是三大需求要素中所占份額最大、波動幅度最小的部分，是國民經(jīng)濟(jì)的重要支 柱和最主要的組成部分，同時(shí)也是最為明顯地反映經(jīng)濟(jì)自發(fā)增長態(tài)勢的宏觀經(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)增長良好勢頭成為我國當(dāng)前乃至今后一段時(shí)期的重要課題。針對目前勞動力數(shù)量龐大且總體素質(zhì)不高的現(xiàn)狀，應(yīng)通過多種途徑，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)勞動力自由流動，并通過合理技術(shù)壁壘方式，阻止外來流動人員的無序進(jìn)入。同時(shí)，鼓勵(lì)靈活就業(yè)，以減輕就業(yè)壓力。勞動力的人力資本含量、高技術(shù)含量偏低,勞動力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重缺陷, 直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長。因此應(yīng)當(dāng)控制人口數(shù)量,優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu), 提升勞動力素質(zhì)。物質(zhì)資本對我國的經(jīng)濟(jì)增長也起到