中國商品進(jìn)口額模型研究分析 數(shù)學(xué)應(yīng)用專業(yè)

1、中國商品進(jìn)口額模型研究摘要:通過對中國商品進(jìn)口額及其主要影響因素的數(shù)據(jù)分析，得到關(guān)于中國商品進(jìn)口額的函數(shù)，并用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，對模型進(jìn)行檢驗，探究其增長的規(guī)律性，從而使商品進(jìn)口額成為一個可預(yù)測的經(jīng)濟(jì)變量。 關(guān)鍵詞:計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 多重共線性 異方差性 自相關(guān)性 研究意義改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們生活水平的不斷提高，人民日益增長的物質(zhì)文化需要不斷提高，中國的商品進(jìn)口額發(fā)生了很大的變化，進(jìn)口數(shù)額不斷上升，從1985年的1257.8億元到2007年的73284.6億元。影響中國商品進(jìn)口額的因素很多，這里選取教材課后練習(xí)中的數(shù)據(jù)，研究中國商品進(jìn)口額和國民生產(chǎn)總值的數(shù)量關(guān)系，商品進(jìn)口額與居民消

2、費(fèi)價格指數(shù)的數(shù)量關(guān)系，對于探究中國商品進(jìn)口額增長的規(guī)律性，預(yù)測商品進(jìn)口額的發(fā)展趨勢具有重要意義。因素分析及模型建立因素分析一國的商品進(jìn)出口屬于對外貿(mào)易的內(nèi)容，一國對外貿(mào)易的發(fā)展情況對經(jīng)濟(jì)增長有著重要影響，影響對外貿(mào)易發(fā)展的因素有很多，從大的方面來說，主要是世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的冷熱情況，還有就是一國的對外貿(mào)易政策的等因素。有研究顯示，對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟(jì)增長的影響主要是進(jìn)口增長對經(jīng)濟(jì)增長有較大的促進(jìn)作用。這里，對中國商品進(jìn)口額的研究，主要選取國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價格指數(shù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價格指數(shù)說明了一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民的生活水平得到了提高，居民對國外商品的需

3、求也增大，所以，對這兩個因素對進(jìn)口額的影響有一定的參考意義。變量選取與模型建立這里選取“中國商品進(jìn)口額”為被解釋變量，用Y表示，選“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“居民消費(fèi)價格指數(shù)”為解釋變量，分別用X1、X2表示。所以，模型假定為LnY=0+1X1 +2X2 + 其中u為隨機(jī)誤差項。下表為19852007年中國商品進(jìn)口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民你消費(fèi)價格指數(shù)數(shù)據(jù)：年份商品進(jìn)口額國內(nèi)生產(chǎn)總值居民消費(fèi)價格指數(shù)(1985=100)(億元)(億元)19851257.8901610019861498.310275.2106.519871614.212058.6114.319882055.115042.8135.8198

4、92199.916992.3160.219902574.318667.8165.219913398.721781.5170.819924443.326923.5181.719935986.235333.9208.419949960.148197.9258.6199511048.160793.7302.8199611557.471176.6327.9199711806.578973337.1199811626.184402.3334.4199913736.489677.1329.7200018638.899214.6331200120159.2109655.2333.3200224430.312

5、0332.7330.6200334195.6135822.8334.6200446435.8159878.3347.7200554273.7183084.8353.9200663376.9211923.5359.2200773284.6249529.9376.5（資料來源：中國統(tǒng)計年鑒2008.中國統(tǒng)計出版社）三、參數(shù)估計運(yùn)用Eviews軟件，建立方程CREATE A 1985 2007DATA Y Xl X2 GENR W=log(Y) GENR Wl=log(X1) GENR W2=log(X2)運(yùn)用OLS估計法得所以，模型估計結(jié)果為：LnY=-3.060149+1.656674lnX1-

6、1.057053lnX2 0.337427 0.092206 0.214647t= -9.069059 17.96703 -4.924618R2=0.992218 =0.991440 F=1275.093 n=23模型檢驗經(jīng)濟(jì)意義檢驗：模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加百分之一，商品進(jìn)口額會平均增加1.78%；在假定其他變量不變的情況下，居民消費(fèi)價格指數(shù)每增加1%,s商品進(jìn)口額會平均減少1.51%。這與理論分析的經(jīng)驗判斷一致。統(tǒng)計推斷檢驗：A、可決系數(shù)R2=0.992218，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合較好，即解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”“居民消費(fèi)價格指數(shù)”對

7、被解釋變量的絕大部分差異做出了解釋。F檢驗給定顯著性水平=0.05下，查F分布表查出自由度為k-1=2和n-k=20的臨界值為3.49，F(xiàn)=1275.0933.49，說明原方程顯著，即解釋變量聯(lián)合起來對被解釋便量有顯著影響。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗：多重共線性檢驗：由估計模型可見，該模型R2=0.992218 =0.991440可決系數(shù)較高，F(xiàn)檢驗值為1275.093明顯顯著，但當(dāng)=0.05時，t臨界值等于2.086，而且lnX2的回歸系數(shù)不能通過t檢驗，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。由直觀判斷法可以看出，lnX2的t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，說明可能存在多重共線性。有簡單的線性相關(guān)系數(shù)檢驗可知，兩個

8、變量間的相關(guān)系數(shù)很高，證實存在嚴(yán)重的多重共線性。所以需要對模型進(jìn)行補(bǔ)救。采用逐步回歸法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作lnY對lnX1和lnX2的一元回歸，結(jié)果如下表所示：變量LnX1LnX2參數(shù)估計值1.218532.663790T統(tǒng)計量34.6222211.68091R20.9827830.8666190.9819630.860268其中加入lnX1的方程最大，以lnX1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下表所示：當(dāng)加入lnX2時有所增加，但其他t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，所以是lnX2引起了多重共線性，應(yīng)當(dāng)剔除。最后修正多重共線性后的結(jié)果為：LnY=-4.09067+1.218

9、6lnX1t= -10.6458 34.6222R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23 這說明其他因素不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，進(jìn)口額就增長1.22%。自相關(guān)性檢驗對一個樣本容量為23的解釋變量模型，在5%的顯著性水平下，查表可得dl=1.257，du=1.437,所以DWDU,原模型無自相關(guān)性，模型不需要補(bǔ)救。模型應(yīng)用1、模型結(jié)果為LnY=-4.09067+1.2186lnX1t= -10.6458 34.6222R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23 這說明其他因素不變的情況下，當(dāng)國內(nèi)

10、生產(chǎn)總值每增加1%，進(jìn)口額就增長1.22%對策建議、第一，要堅持發(fā)展對外貿(mào)易不動搖。面對國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)增長放緩的新形勢，中國對外貿(mào)易應(yīng)進(jìn)一步調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，通過加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式來增強(qiáng)對外貿(mào)易的綜合競爭力，促進(jìn)對外貿(mào)易與國民經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展；通過不斷完善對外貿(mào)易的體制和機(jī)制，不斷提升對外開放水平，構(gòu)建參與國際競爭新優(yōu)勢，穩(wěn)步推進(jìn)貿(mào)易強(qiáng)國進(jìn)程。要充分認(rèn)識對外貿(mào)易的積極作用，堅持發(fā)展對外貿(mào)易不動搖；積極調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式；加快自主創(chuàng)新步伐，構(gòu)建國際競爭新優(yōu)勢；加快產(chǎn)業(yè)布局調(diào)整，促進(jìn)制造業(yè)梯度轉(zhuǎn)移；加快建立海外營銷網(wǎng)絡(luò)，構(gòu)建對外貿(mào)易發(fā)展的外部支撐體系；積極參與全球經(jīng)濟(jì)治理，營造良好的國際貿(mào)易環(huán)

11、境。第二，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式。要改變長期以來中國對外貿(mào)易發(fā)展更多注重數(shù)量擴(kuò)張，競爭力主要依靠勞動力、資源能源等生產(chǎn)要素的舊模式。隨著中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和國際市場競爭加劇，傳統(tǒng)發(fā)展模式難以為繼。中國雖然是貿(mào)易大國，但還不是貿(mào)易強(qiáng)國。中國處在國際貿(mào)易分工價值鏈低端，自主知識產(chǎn)權(quán)、自主品牌、自主營銷渠道和高技術(shù)含量、高附加值、高效益的產(chǎn)品比重低，與貿(mào)易強(qiáng)國還有較大差距。因此，要盡快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，更多地通過低碳、節(jié)能、環(huán)保等綠色技術(shù)和手段，支持出口產(chǎn)業(yè)向高端發(fā)展，把產(chǎn)品做精、把質(zhì)量做優(yōu)、把品牌做硬，把效益做大，不斷提高產(chǎn)品的科技含量和附加值，不斷提高產(chǎn)品的國際競爭力，進(jìn)一步擴(kuò)大綠色產(chǎn)品貿(mào)易份額。第

12、三，進(jìn)一步優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)，更好發(fā)揮進(jìn)口的作用。一是要通過主動利用戰(zhàn)略進(jìn)口和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、開放，搞活國內(nèi)市場。在這一過程中，一方面，將培育企業(yè)的自生能力必須與進(jìn)口選擇相配合，通過發(fā)揮我國擁有國內(nèi)大市場優(yōu)勢的主動權(quán)，戰(zhàn)略選擇有利于本地企業(yè)成長和發(fā)展的進(jìn)口技術(shù)、商品結(jié)構(gòu)，以拉動內(nèi)需并提高本地企業(yè)的國際競爭能力；另一方面，要通過國內(nèi)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和開放，加強(qiáng)地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)合作、促進(jìn)地區(qū)間貿(mào)易和資金的流動，不僅使得這些地區(qū)獲得更多的技術(shù)模仿、學(xué)習(xí)機(jī)會，而且有利于形成有效的市場競爭機(jī)制、增強(qiáng)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的自生能力。第四，積極鼓勵海外投資和產(chǎn)業(yè)外移，促使中國企業(yè)主動加快融入全球和區(qū)域經(jīng)濟(jì)體系，提高中國企業(yè)的自主能

13、力和定價權(quán)，真正實現(xiàn)進(jìn)口服務(wù)于中國可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略調(diào)整。第五，要靈活運(yùn)用貿(mào)易政策引導(dǎo)進(jìn)口。要進(jìn)一步出臺新的鼓勵措施，特別是對先進(jìn)適用技術(shù)、設(shè)備、儀器、材料的進(jìn)口，尤其是集成電路、半導(dǎo)體、納米材料、航空航天設(shè)備、醫(yī)療設(shè)備、多類儀器、能源設(shè)備、信息通訊技術(shù)產(chǎn)品等等，由于這些產(chǎn)品總體上同發(fā)達(dá)國家差距明顯，大力引進(jìn)應(yīng)當(dāng)作為今后相當(dāng)長時期的重點(diǎn)，大力推動進(jìn)口增長?？傊瑢ν赓Q(mào)易的發(fā)展過程中有機(jī)遇也有挑戰(zhàn)，所以，要繼續(xù)落實好穩(wěn)外需的各項政策措施，積極開拓新興市場，保持出口回升向好勢頭。進(jìn)一步穩(wěn)定進(jìn)口促進(jìn)政策，利用當(dāng)前外貿(mào)回升的有利時機(jī)，調(diào)整和優(yōu)化進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)對外貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，努力實現(xiàn)外貿(mào)

14、又好又快發(fā)展。參考文獻(xiàn)：龐皓. 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)M.成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2002年中國統(tǒng)計年鑒2008年薛榮久.國際貿(mào)易 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易出版社我國人均GDP與農(nóng)業(yè)人口比重、能源生產(chǎn)總量的關(guān)系摘要:考察我國各年國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎丶叭珖茉瓷a(chǎn)總量的關(guān)系,對他們之間數(shù)量關(guān)系的回歸分析,得出了農(nóng)業(yè)人口比重和能源生產(chǎn)總量都是人均GDP的重要制約因素的觀點(diǎn),為加快發(fā)展,必須保持國民經(jīng)濟(jì)的高速增長,以及通過轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余勞動力即通過城市化來促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和能源生產(chǎn)總量投入。關(guān)鍵詞:人均GDP；農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重；能源生產(chǎn)總量能源生產(chǎn)總量是生產(chǎn)力水平提高和社會進(jìn)步的重要表現(xiàn)

15、,能源生產(chǎn)總量的高低是衡量現(xiàn)代社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的重要標(biāo)志。加快發(fā)展中國新能源的發(fā)展可以有效地提高第一二產(chǎn)業(yè)的運(yùn)行質(zhì)速度 ,為促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)更快更好的發(fā)展提供能源上的保障。依據(jù)三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)律,第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口數(shù)在就業(yè)總?cè)丝跀?shù)中會隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展而不斷縮小。當(dāng)今世界上的發(fā)達(dá)國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中也都體現(xiàn)了這一規(guī)律,這是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的一個重要的規(guī)律。2000年中國農(nóng)村人口比重高達(dá)50.1%，2010年我國農(nóng)村人口的比重就下降到了38.1%，現(xiàn)在大多數(shù)發(fā)達(dá)國家的農(nóng)村人口比重都下降到10%以內(nèi)。這種規(guī)律性反映了第一產(chǎn)業(yè)比重對國民經(jīng)濟(jì),的制約作用，這種制約機(jī)制主要表現(xiàn)為可以反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的數(shù)量

16、指標(biāo)和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比例之間的數(shù)量反比關(guān)系。就我們國家來說，1998年到2010年,其人均GDP與能源生產(chǎn)總量、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口占第一、二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重(以下稱農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重)之間存在著數(shù)量對應(yīng)關(guān)系。筆者從分析國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)入手,運(yùn)用定量分析的方法研究這種對應(yīng)關(guān)系,從而揭示出第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約作用以及能源生產(chǎn)總量對國民經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。希望通過研究,提高廣大群眾特別是各級決策機(jī)關(guān)和決策人員對“保持國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展”的重要性的認(rèn)識,努力實現(xiàn)十八大提出的“全面建成小康社會,加快推進(jìn)社會主義現(xiàn)代化”的目標(biāo)。一、主要指標(biāo)的選擇和簡要分析人均GDP可以用來作為反映一

17、個國家或地區(qū)(各省區(qū))的國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要指標(biāo)之一,人均GDP反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,記作Y, Y和國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是同向變動的, Y值越大表示國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重可以作為反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的另一個主要指標(biāo),這一指標(biāo)也用于表示一個國家或地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平,隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,農(nóng)業(yè)從業(yè)人口向非農(nóng)化方向發(fā)展,農(nóng)業(yè)人口比重逐漸變小。農(nóng)業(yè)人口比重記作X1, X1=各省區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人口/各省區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口, X1與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈反方向變動。我國能源生產(chǎn)總量，用標(biāo)準(zhǔn)煤為衡量標(biāo)準(zhǔn)，統(tǒng)計數(shù)值為億噸單位。記作X2，X2值越大，我國每年的能源生產(chǎn)總量約大，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促

18、進(jìn)作用越大。選擇了上述三項指標(biāo)(Y, X1, X2)之后,假定三者之間存在著這樣的函數(shù)關(guān)系: Y=F (X1, X2)。以此為假設(shè),然后對國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析。分析過程中,首先采用單因素分析法分別分析Y和X1、X2的關(guān)系,然后用雙因素分析法分析Y和X1、X2的關(guān)系。二、國民經(jīng)濟(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析采用的國民經(jīng)濟(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)源于中國統(tǒng)計年鑒2010年,詳見表1。年份人均GDP（Y）農(nóng)業(yè)人口比重(X1)能源生產(chǎn)(X2)1998679649.912.983 1999715949.813.194 2000785850.113.505 200186225014.388 200293985015.066

19、 2003105425017.191 20041233649.119.665 20051418546.921.622 20061650044.823.217 20072016942.624.728 20082370840.826.055 20092560839.627.462 20102999238.129.692 (一)關(guān)系的單因素分析1、分析人均GDP(Y)和農(nóng)業(yè)人口比重（X1）的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對Y和X1之間的關(guān)系初步分析,可以判斷Y和X1有近似的直線關(guān)系,所以可以采用簡單線性回歸模型進(jìn)行分析。Y和X1的相關(guān)系數(shù)為-0.9856它們呈顯著線性相關(guān)關(guān)系。二者關(guān)系的回歸方程模型為:Y = 92

20、751.4731 - 1683.390644*X1 （1）（22.91824） （-19.33754）相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo):可決系數(shù)=0.97144 =2882.576 P值=0.000 P值近似于零。F=373.9405因此,回歸模型是顯著的, 模型的經(jīng)濟(jì)意義比較合理，解釋變量也都通過了T檢驗 和F檢驗，Y和X1之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系2,分析人均GDP(Y)和能源生產(chǎn)總量X2的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對Y和X2之間的關(guān)系的初步分析,我們可以判斷Y和X2之間呈現(xiàn)對數(shù)函數(shù)關(guān)系,所以可以采用擬合線性回歸模型來進(jìn)行分析。Y和X2的相關(guān)系數(shù)為0.9759,它們呈顯著線性相關(guān)關(guān)系。二者關(guān)系的回歸方程模型為:Y = -

21、10527.04976 + 1274.209512*X2（2） （-5.921119） （14.84044）相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo):可決系數(shù)=0.952430; =1766.066 F=220.2386 P=0.000 近似于零因此,各參數(shù)很合理，回歸模型是顯著的, Y和X2之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。(二)關(guān)系的雙因素分析經(jīng)過上面的單因素分析,我們可以判斷Y和X1、X2之間分別存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。因此,我們可以在Y=c+b1*X1+b2*X2的假定下,對Y和X1、X2之間的關(guān)系進(jìn)行雙因素分析。分析的主要結(jié)果如下:回歸方程模型為:Y = -26522.20187 + 952.279833*X1 +

22、913.7741652*X2（-4.188026） （2.593847） （5.879191 ）相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo):可決系數(shù)=0.971563; =1432.125 F=170.8258 P=0.000000 統(tǒng)計檢驗通過，各參數(shù)值比較明顯。所以回歸模型是顯著的, Y和X1、X2之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。(三)兩種分析的結(jié)果比較 在上面分析Y和X1、X2的關(guān)系中,單因素分析法和雙因素分析法也就是回歸方程模型(1)、(2)和(3)到底哪種方法更能有效地解釋國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的關(guān)系呢?可以通過比較三個模型方程的可決系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)偏差的大小來進(jìn)行比較。依據(jù)上述分析可以明顯地看出,回歸方程模型

23、(3)的可決系數(shù)=0.971563（1）=0.97144, =0.971563（2）=0.952430;回歸模型(3)方差平方和(3)=1432.125(1)=2882.576, (3)=1432.125(5-1,31-5)=2.74 表明模型線性關(guān)系顯著，或解釋變量人口密度X1，人均GDPX2，文盲率X3結(jié)合起來對被解釋變量政府衛(wèi)生醫(yī)療財政支出Y有顯著影響。T檢驗：人口數(shù)X1的T統(tǒng)計量絕對值為5.2771(31-5)=2.056 表明人口數(shù)量對Y有顯著影響 GDP總量X2的T統(tǒng)計量絕對值為3.4521(31-5)=2.056 表明GDP總量對Y有顯著影響 衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)X3的T統(tǒng)計量絕對值為

24、1.6519(31-5)=2.052 表明財政收入對Y有顯著影響模型可能存在多重共線性，現(xiàn)對其進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)檢驗：4、多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應(yīng)先分析各個因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量政府財政醫(yī)療支出高度相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。建立一元回歸模型根據(jù)理論分析，人口數(shù)量應(yīng)是財政醫(yī)療支出的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗也表明，人口數(shù)量應(yīng)與財政醫(yī)療支出的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型2）將其余的變量

25、逐個引入模型，估計結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗值）模型X1X2X3X4y=f(x1)0.02473513.680350.8612y=f(x1,x2)0.02016.38160.00141.77270.8708y=f(x1,x3)0.02728.0557-0.00040.86200.8600y=f(x1,x4)0.020410.10240.01743.40080.8983y=f(x1,x4,x2)0.02859.4392-0.0048-3.29870.05094.59640.9248y=f(x1,x4,x3)0.01523.43590.00061.30450.02233.53680.9008y=

26、f(x1,x4,x3,x2)0.02315.2771-0.0049-3.45210.00061.65190.05675.01990.9388經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的函數(shù)為= 42.2853+ 0.0204 + 0.0174 （7.9621） （0.0020） （0.0051） t=( 5.3108) (10.1024 ) (3.4008)=0.9051 =0.8983 DW=2.3662 F=133.4513 統(tǒng)計檢驗：判定系數(shù)：R2=0.9051 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。F檢驗：F=133.4513,大于臨界值2.74, 其P值0.00000

27、0也明顯小于,說明各個解釋變量對政府財政醫(yī)療支出Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著T檢驗：人口數(shù)X1的T統(tǒng)計量絕對值為5.3108(31-5)=2.056 表明人口數(shù)量對Y有顯著影響；財政收入X4的T統(tǒng)計量絕對值為3.4008(31-5)=2.052 表明財政收入對Y有顯著影響自相關(guān)檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=31 ,k=3時，得下限值dL=1.229,上限值dU=1.650因為DW統(tǒng)計量為2.3662 位于 4-dU=2.35與 4-dl=2.771之間所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。5、偏相關(guān)系數(shù)檢驗：從上圖可知，偏相關(guān)系數(shù)PAC的絕對值都小于0.5，表明回歸模型存在一階二階，

28、三階，自相關(guān)性 從White檢驗知Obs*R-squared=10.80896小于自由度為5，顯著性水平為為0.05的2值為11.071表明模型不存在異方差性。修正模型：加權(quán)最小二乘法WLS建立的樣本回歸模型:權(quán)數(shù)為W1=1/ abs(resid)和權(quán)數(shù)為W21/RESID2的加權(quán)最小二乘法估計相比較，最終得到的理想模型是經(jīng)過White檢驗，無交叉乘積項的檢驗結(jié)果為：=0.6905 prob(nR)=0.9524White檢驗結(jié)果表明：prob(nR)大于給定的顯著性水平=0.05，接受原假設(shè)，認(rèn)為經(jīng)加權(quán)最小二乘法調(diào)整后的回歸模型不存在異方差。 6、經(jīng)比較和檢驗，我們最終確定的政府財政醫(yī)療支出

29、的模型為：= 951610+0.0026 +0.0228（16.1952） （0.0009） （0.0104） t=(5.8759) (3.0038) (2.1846)=0.9709 =0.9688 DW=2.1899 F=467.1209 P=0.0000這表明，在其他條件不變的情況下，地區(qū)人口每增加一萬人，該地區(qū)的政府財政醫(yī)療支出就會增加26萬元；在其他條件不變的情況下，地區(qū)財政收入每增加一億元，政府財政醫(yī)療支出就會增加228萬元。五、得出結(jié)論：（1）人口數(shù)量與政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出呈現(xiàn)較為明顯的正向相關(guān)關(guān)系。表明人口數(shù)量越多的地區(qū)，政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出越高，相應(yīng)的效率也越高。（2）地區(qū)財政

30、收入與政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出成正相關(guān)關(guān)系。說明說明當(dāng)?shù)卣婺芰?qiáng)，能夠充分利用當(dāng)?shù)刭Y源，積極發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，說明地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也就較高，醫(yī)療發(fā)展水平也較高。所以財政收入高地地區(qū)政府財政衛(wèi)生醫(yī)療支出也高。六、參考文獻(xiàn)1中國統(tǒng)計年鑒. 20102趙衛(wèi)亞. 計量經(jīng)濟(jì)學(xué)M.上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2003年.我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素實例研究 一、提出問題 近年來，我國的經(jīng)濟(jì)在迅速的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長。居民的收入和消費(fèi)也都在增加。2001年我國的居民消費(fèi)水平在3887萬億元，直到2010年，我國居民消費(fèi)水平增加到了9969萬億元。居民的消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程

31、中，對滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達(dá)到的程度。一般，通過消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。居民的消費(fèi)水平在很大程度上受整體的經(jīng)濟(jì)狀況影響國民生產(chǎn)總值是用于衡量一國總收入的一種整體的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費(fèi)的支出較多，消費(fèi)水平較高；反之，經(jīng)濟(jì)收縮時，收入下降，GDP也低，用于消費(fèi)的支出較少，消費(fèi)水平隨之下降。消費(fèi)問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn), 國內(nèi)許多專家學(xué)者從收入、消費(fèi)支出、物價、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國消費(fèi)結(jié)構(gòu)。因此，為了更加了解我國的消費(fèi)水平，保持我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長，對影響居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行大量的實證研究。

32、二、理論綜述1、.凱恩斯的絕對收入理論。凱恩斯將消費(fèi)函數(shù)表達(dá)為：Cf（Y），并將此式改寫為CbY，表明如果其他條件不變，則消費(fèi)C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強(qiáng)調(diào)實際消費(fèi)支出是實際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說的實際收入是指現(xiàn)期、絕對、實際的收入水平，即本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收入。凱恩斯認(rèn)為，消費(fèi)是限期可支配收入的函數(shù)，消費(fèi)與可支配收入之間存在著以下的關(guān)系：（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費(fèi)支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費(fèi)支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費(fèi)支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費(fèi)；（2）隨著可支配收入的增加，消費(fèi)支出也增

33、加。隨著可支配收入的變動而變動的消費(fèi)叫引致消費(fèi)；（3）消費(fèi)支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為 C=C0 +cYd其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C00,0c所以模型不存在正自相關(guān)。606.3428+ 0.474545X1 + 0.370364X2 t =（1.025435） (3.202042) (1.528988) se= (591.3029) (0.148201) (0.242228) =0.909854, =0.891824, F=50.46542，DW=1.700670對方程進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義解釋安徽省上一期人均消費(fèi)支

34、出增加1%，本期人均消費(fèi)支出就提高0.47%，安徽省人均可支配收入增加1%, 本期人均消費(fèi)支出就增加0.37% 。人均可支配收入的變動對人均消費(fèi)支出的影響顯著。這只是理論上的解釋，現(xiàn)實可能與解釋有出入。四、對回歸方程結(jié)果的分析以及建議由多元回歸模型分析可知, 本期人均消費(fèi)支出與上一期人均消費(fèi)支出、人均可支配收入有很大關(guān)系.零售商品物價水平以及利率對安徽省人均消費(fèi)支出的影響有限。分析得出以下觀點(diǎn):經(jīng)過實證分析,得出安徽省人均消費(fèi)水平主要受人均可支配收入的影響。后者增加就能帶動前者的增加。但人均消費(fèi)的增長速度低于人均可支配收入的增長速度。說明隨著人均可支配收入的增加,消費(fèi)者用于消費(fèi)的支出所占的比例

35、反而會減少,他會將更多余額用來儲蓄或其它的經(jīng)濟(jì)活動。前一期消費(fèi)對當(dāng)期消費(fèi)也存在正相關(guān)，我們可以用前期消費(fèi)來估計當(dāng)期的消費(fèi),不過它的解釋能力遠(yuǎn)沒有收入的影響強(qiáng)。而利率的變動對消費(fèi)的影響就基本上不存在了,這就是說安徽省省如果采取降低利率來鼓勵消費(fèi)的方法是行不通的,貨幣政策失效。綜合上述因素,最有效拉動內(nèi)需的方法是提高安徽省的人均可支配收入。因此,經(jīng)濟(jì)增長的辦法是以消費(fèi)需求為主導(dǎo),適應(yīng)消費(fèi)需求變化,增強(qiáng)市場有效供給?！?HYPERLINK / 參考 HYPERLINK / 文獻(xiàn)】計量經(jīng)濟(jì)學(xué) 龐皓 北京：科學(xué)出版社，2007計量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程 趙衛(wèi)亞 上海財經(jīng)大學(xué)出版社安徽省統(tǒng)計年鑒 2009年城鎮(zhèn)居民消

36、費(fèi)行為變異與我國經(jīng)濟(jì)增長袁志剛 宋錚我國居民儲蓄宏觀影響因素的實證分析摘要：居民的儲蓄水平是反映國家經(jīng)濟(jì)狀況，居民生活水平的重要因素，本文將通過對居民收入水平，市場利率，物價水平，證券市場對資金的吸納程度，基尼系數(shù)，經(jīng)濟(jì)體制這些因素建立模型來分析它們對居民儲蓄水平的影響，從而有助于分析如何控制居民儲蓄水平。關(guān)鍵詞：儲蓄水平，計量經(jīng)濟(jì)模型，最小二乘法，自相關(guān)性，異方差性一 問題的研究意義 改革開放使我國的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展趨勢，與此同時我國居民的儲蓄也隨之快速增長。進(jìn)入九十年代后，我國居民儲蓄額的增長上升到一個新的階層，保持著兩位數(shù)的速度增長。這一現(xiàn)象引起國內(nèi)各經(jīng)濟(jì)學(xué)家及政府的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)

37、濟(jì)的進(jìn)一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負(fù)面影響。適度的儲蓄是能夠促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)和均衡發(fā)展的，主要表現(xiàn)為居民儲蓄使銀行能夠有足夠的資金來源為企業(yè)提供貸款，有利于國家經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展，但是居民儲蓄如果達(dá)到適度的點(diǎn)后依然高居不下，說明國家居民的消費(fèi)欲望和能力不強(qiáng)，需求不足。改革開放以來，我國居民儲蓄存款一直保持快速的增長勢頭。1991年到2008年的18年間，居民儲蓄存款率增長率達(dá)到25倍多。1998到2000年期間由于中央銀行的連續(xù)降息、政府開征利息所得稅、儲蓄實名制的實行等因素，居民儲蓄存款的增長速度開始減緩。進(jìn)入2001年后，儲蓄存款增長勢頭再次加快，到2007你12 月末1

38、7.25萬億元，2006年到2007年我國雖然經(jīng)歷了一輪巨大的牛市，增長幅度有所降低，但是總量依然高居不下。從國際角度看，我國儲蓄從80年代以來，一直列居世界前列，這對于高速發(fā)展的中國而言無疑是一件不好的事情。因為伴隨著儲蓄的高速增長，消費(fèi)的持續(xù)低迷將對我國經(jīng)濟(jì)的快速穩(wěn)定發(fā)展產(chǎn)生不利的影響，我國居民儲蓄多年居高不下是不爭的事實，盡管國家采取了多種措施來鼓勵居民消費(fèi)，但成效均不明顯 。不管從宏觀還是微觀來分析，我國居民存款額都直接影響到我國的國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行及整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以對我國居民存款的問題進(jìn)行研究是必不可少的，而且十分重要。我們可以運(yùn)用研究的結(jié)果來分析現(xiàn)狀并制定正確的應(yīng)對方針。二 理論基礎(chǔ)

39、近代人們關(guān)于儲蓄的研究主要是以凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)推到而來：凱恩斯認(rèn)為，消費(fèi)是限期可支配收入的函數(shù)，消費(fèi)與可支配收入之間處在著以下的關(guān)系：（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費(fèi)支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費(fèi)支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費(fèi)支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費(fèi)；（2）隨著可支配收入的增加，消費(fèi)支出也增加。隨著可支配收入的變動而變動的消費(fèi)叫引致消費(fèi)；（3）消費(fèi)支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為C=C0 +c Yd其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C00,0c0, S0為自發(fā)儲蓄，與

40、可支配收入無關(guān)。0s0.8522；所以不存在異方差。（二）自相關(guān)檢驗1、殘差圖法ViewActual,Fitted,ResidualResidual Graph結(jié)論：根據(jù)書上所示，上圖意味著隨機(jī)項之間不存在序列相關(guān)。 2、DW檢驗 因為n21，k2，取顯著性水平0.05 時，查表得d L1.22，d U 1.42，而dU 1.8609DW4- dU =2.14，所以無自相關(guān)。五、結(jié)論1）預(yù)測模型選擇由于經(jīng)過多重共線性、自相關(guān)、異方差的診斷和補(bǔ)救，所以，將選取Y= 355.5672+0.1267*X2+0.4398*X4-4.2847*X5-0.0121*X6作為本報告中研究對象的預(yù)測模型。其經(jīng)

41、濟(jì)含義如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，居民家庭可支配收入變動每變動一個單位，將引起居民消費(fèi)水平變動0.4398個單位；在其他條件不變的情況下，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)每變動1%，將引起居民消費(fèi)水平變動0.1267個單位；在其他條件不變的情況下，CPI每變動一個單位，將引起居民消費(fèi)水平變動-4.284個單位；在其他條件不變的情況下，稅收每變動一個單位，將引起居民消費(fèi)水平變動-0.0121個單位。并且，該模型反映了99.7%的真實情況。2）小結(jié)通過以上計量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、居民可支配收入、CPI、稅收存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消

42、費(fèi)存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費(fèi)也會增加，但是消費(fèi)的增加不及收入增加的多，居民可支配收入提高，有利于拉動消費(fèi)的增長。CPI的提高意味著物價水平上漲，人們用同樣地財富所能購買的商品減少，因此會導(dǎo)致市場疲軟、消費(fèi)水平下滑。稅收的提高，一方面?zhèn)€人所得稅提高會減少人們的收入，從而抑制消費(fèi)；另一方面消費(fèi)稅、印花稅、營業(yè)稅等稅收的提高在無形中轉(zhuǎn)嫁給了消費(fèi)者，等同于提高了物價，所以也會造成消費(fèi)水平的降低。消費(fèi)需求總體運(yùn)行從計劃經(jīng)濟(jì)特殊模式到遵循市場經(jīng)濟(jì)一般規(guī)律，是經(jīng)濟(jì)市場化程度由量變到質(zhì)變的飛躍。隨著這一質(zhì)變的發(fā)生，我國經(jīng)濟(jì)增長的主要約束已經(jīng)由短缺經(jīng)濟(jì)時代的供給約束轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨蠹s束。就內(nèi)需而言，

43、從社會再生產(chǎn)看，只有消費(fèi)才是社會再生產(chǎn)的終點(diǎn)和新的起點(diǎn)，是真正的最終需求；而投資需求在一定意義上是消費(fèi)需求的派生需求。從本質(zhì)上看，投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在為社會生產(chǎn)提供有效地生產(chǎn)手段上，而不是體現(xiàn)在對有效需求形成的貢獻(xiàn)。中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實證分析摘要：伴隨著時間推移的腳步，自改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)一直處在飛速發(fā)展的階段，并且一直都在突飛猛進(jìn)的發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)的增長速度更是讓世人為之驚訝。本文主要采用經(jīng)濟(jì)增長模型和多元性回歸分析的方法對19802010年的中國經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動力以及消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，與此同時建立計量模型，尋求這些變量與中國國民產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系

44、，進(jìn)行定量分析，并對模型進(jìn)行檢驗。關(guān)鍵詞：消費(fèi)、投資、經(jīng)濟(jì)增長、勞動力、實證分析研究意義 經(jīng)濟(jì)增長是指一個國家生產(chǎn)商品和勞動能力的擴(kuò)大，在實際核算中，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)總值來表示。經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的永恒主題。影響經(jīng)濟(jì)增長的因素多種多樣，如勞動力、資本等硬投入要素外，還有制度變遷、文化等軟因素，經(jīng)濟(jì)增長并不是由某一因素就能決定，不同區(qū)域、歷史背景、文化氛圍、資源稟賦等都會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長上的差異。但無論是硬投入還是軟因素，都會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響。古典經(jīng)濟(jì)增長理論以社會財富的增長為中心，指出生產(chǎn)勞動是財富增長的源泉，而現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論則認(rèn)為知識

45、、人力資本、技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。 從古典增長理論到新增長理論，都重視物質(zhì)資本和勞動的作用。物質(zhì)資本是指經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行中實際投入的資本數(shù)量。然而，由于資本投入數(shù)量難以測量，在這里我們用全社會固定資產(chǎn)投資總額來衡量物質(zhì)資本。中國擁有全世界近四分之一的人口，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)來衡量勞動力。居民消費(fèi)需求也是經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，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)研究的一個重要方面。在19782008年的31年中，我國經(jīng)濟(jì)年均增長率高達(dá)9.6%，綜合國力大大提高，居民的消費(fèi)需求的質(zhì)量和數(shù)量有了很大的提高。但是，我國目前仍然面臨消費(fèi)需求不足的問題。因

46、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)行實證分析，可以幫助我們更好的理解消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用。數(shù)據(jù)收集以及模型的建立（一）數(shù)據(jù)收集以及模型的建立 表1.中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素模型時間序列表 年 份國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）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)價格指數(shù)（上年=100） 19804545.642361910.9107.5 19814891.643725961102.5 19825323.4452951230.4102 19835962.7464361430.1102 19847208.1481971832.9102.7 198590164987

47、32543.2109.3 198610275.2512823120.6106.5 198712058.6527833791.7107.3 198815042.8543344753.8118.8 198916992.3553294410.4118 199018667.8647494517103.1 199121781.5654915594.5103.4 199226923.5661528080.1106.4 199335333.96680813072.3114.7 199448197.96745517042.1124.1 199560793.76806520019.3117.1 19967117

48、6.66895022913.5108.3 1997789736982024941.1102.8 199884402.37063728406.299.2 199989677798.6 200099214.67208532917.7100.4 2001109655.27302537213.5100.7 2002120332.77374043499.999.2 2003135822.87443255566.6101.2 2004159878.37520070477.4103.9 2005184937.47582588773.6101.8 2006216314.4764001

49、09998.2101.5 2007265810.376990137323.9104.8 2008314045.477480172828.4105.9 200934090377995224598.899.3資料來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（二）模型設(shè)計 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；用價格指數(shù)（x3）代表消費(fèi)需求，運(yùn)用這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。 采用的模型為：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

50、產(chǎn)投資，x3代表消費(fèi)價格指數(shù)，ui代表隨機(jī)擾動項。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國經(jīng)濟(jì)增長的變動關(guān)系。模型設(shè)定和檢驗?zāi)Ｐ统跏脊烙?表2.模型初始估計結(jié)果Dependent Variable:YMethod:Least SquareDate:2013-06-11 Time:20:08Sample(adjusted):19802009Included observations:30 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C-16197.4741510.11-0.390205

51、0.6996 X11.6839720.2560656.5763360.0000 X21.4204450.05488625.879790.0000 X3-580.7369355.4395-1.6338560.1143R-squared0.985665Mean dependent var85805.26Adjusted R-squared0.984011S.D.dependent var95097.07S.E. Of regression12024.95Akaike info criterion21.75092Sum squared resid3.76E+09Schwarz criterion21

52、.93775Log likelihood-322.2638F-statistic595.9008Durbin-Waston stat0.968679Prob(F-statistic)0.000000（二）多重共線性檢驗 表3.相關(guān)系數(shù)矩陣 X1 X2 X3 X11.0000000.665094-0.219318 X20.6650941.000000-0.291137 X3-0.219318-0.2911371.000000根據(jù)多重共線性檢驗，變量之間存在著線性相關(guān)。通過剔除變量法，多重共線性的修正結(jié)果如下：剔除X3 表4.修正多重共線性后的模型Dependent Variable:YMetho

53、d:Least SquaresDate:2013-06-11 Time:20:50Sample(adjusted):19802009Included observations:30 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C-79282.7915704.05-5.0485550.0000 X11.6990130.2636936.4431580.0000 X21.4383250.05542225.952220.0000R-squared0.984193Mean dependent var

54、85805.26Adjusting R-squared0.983022S.D.dependent var95097.07S.E. Of regression12391.14Akaike info criterion21.78199Sum squared resid4.15E+09Schwarz criterion21.92211Log likelihood-323.7299F-statistic 840.5434Durbin-Watson stat0.689221Prob.(F-statistic)0.000000(三）異方差檢驗 表5.ARCH檢驗ARCH TestF-statistic5.

55、690752Probability0.024334Obs*R-squared5.048272Probability0.024651Test Equation:Dependent Variable:RESID2Method:Least SquaresDate:2013-06-11 Time:21:10Sample(adjusted):19812009Included observations:29 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C49385817560101980.881729

56、0.3857 RESID2(-1)0.8990980.3768972.3855300.0243R-squared0.174078Mean dependent var1.39E+08Adjusted R-squared0.143489S.D.dependent var2.41E+08S.E.of regression2.23E+08Akaike info criterion41.35408Sum squared resid1.35E+18Schwarz criterion41.44838Log likelihood-597.6342F-statistic5.690752Durbin-Wats o

57、n stat1.336249Prob.(F-statistic)0.024334從上表可以得到數(shù)據(jù)：(n-p)R2=5.048272，查表得到x2(p)=5.9915，（n-p)R2=5.048272F(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。結(jié)論分析和政策建議主要結(jié)論固定資產(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。勞動力對GDP有一定的促進(jìn)作用，但是對經(jīng)濟(jì)增長的貢

58、獻(xiàn)率卻微不足道這是因為我國勞動力結(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以及高技術(shù)含量偏低，勞動力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在巨大的缺陷，這會直接影響經(jīng)濟(jì)的增長。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，同時也是最為明顯的反映經(jīng)濟(jì)自發(fā)增長態(tài)勢的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。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)前乃至今后一段時期的重要課題。針對目前勞動力數(shù)量龐大且整體素質(zhì)不高的情況，應(yīng)該通過多種途徑，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)以及再就業(yè)的能力，從而降低失業(yè)率；另

59、一方面，加強(qiáng)各地區(qū)間人才交流并促進(jìn)勞動力自由流動，通過合理的技術(shù)壁壘的方式，阻止外來流動人員的無序進(jìn)入。同時，鼓勵靈活就業(yè)，以減輕就業(yè)壓力。 勞動力的人力資本含量以及高技術(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)控制人口的數(shù)量，優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)，提高勞動力素質(zhì)。物質(zhì)資本對我國的經(jīng)濟(jì)增長也起到了一定的影響作用，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對投資的科學(xué)管理，提高投資效率。參考文獻(xiàn)：1趙曉，消費(fèi)中國經(jīng)濟(jì)增長主動力J，20052徐錚、張潤清、李曉紅，1990-2004年我國經(jīng)濟(jì)增長因素實證分析J，經(jīng)濟(jì)論壇，2007（04）3繤國萍，我國經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實證研究，安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠23304

60、1摘4吳沛、李克俊，中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實證分析，西華大學(xué)，成都6100395劉詩白，社會主義市場經(jīng)濟(jì)理論，西南財經(jīng)大學(xué)出版社，20046中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫人民幣匯率影響因素分析 問題提出自2000年我國加入WTO以來我國經(jīng)濟(jì)得到了飛速的發(fā)展，2010年，我國的經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)超越日本，成為僅次于美國的世界第二經(jīng)濟(jì)體，這與我國實施的出口導(dǎo)向型政策有很大關(guān)系。出口、消費(fèi)、投資是推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”，而這三駕馬車中無疑出口的動力最強(qiáng)勁，1990年出口占GDP的比重到2011年增至56.2%，2012年前三個季度更上升到57.3%。雖然近三十多年我國的出口總額一直在增長，從1980年的181.