計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程論文中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析

1、<p>　　中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析</p><p>　　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1980～2010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(dòng)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(dòng)

2、力，實(shí)證分析</p><p><b>　　一、文獻(xiàn)綜述</b></p><p><b>　　（一）經(jīng)濟(jì)增長理論</b></p><p>　　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）的增長來計(jì)算。經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的永恒

3、主題。</p><p>　　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(dòng)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</p><p>　　從古典增長理論到新增長理論，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

4、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(dòng)力資源。因此本文用總就業(yè)人數(shù)（萬人）來衡量勞動(dòng)力。居民消費(fèi)需求也是經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素。</p><p>　　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)重要方面。在1978—2008年的31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

5、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。</p><p>　　二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立 （一）數(shù)據(jù)收集</p><p>　　表2.1 中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素模型時(shí)間序列表</p><p><b>　　1</b></p>&

6、lt;p><b>　?。ǘ┠Ｐ驮O(shè)計(jì)</b></p><p>　　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(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。</p><p><b>　　采用的模型如下：

7、</b></p><p>　　y= β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui</p><p>　　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)，ui代表隨機(jī)擾動(dòng)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(dòng)關(guān)系。</p><p>　　三、模型估計(jì)和檢驗(yàn) （一）模型初始估計(jì)</p>

8、<p><b>　　2</b></p><p>　?。ǘ┒嘀毓簿€性檢驗(yàn)</p><p>　　表3.2 相關(guān)系數(shù)矩陣</p><p>　　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。.</p><p>　　表3.3 修正多重共線性后的模型<

9、/p><p><b>　　（三）異方差檢驗(yàn)</b></p><p>　　表3.4 ARCH檢驗(yàn)</p><p><b>　　3</b></p><p>　　(n-p)R2=5.048272<χ2（p）=5.9915,則接受原假設(shè)，不存在異方差。</p><p><b&

10、gt;　?。ㄋ模┬蛄邢嚓P(guān)檢驗(yàn)</b></p><p>　　已知：DW=0.689221，查表得dL=1.270，dU=1.563。由此可知，存在相關(guān)性。</p><p><b>　　修正如下：</b></p><p>　　表3.5 修正序列相關(guān)后的模型</p><p>　　4通過上圖可以看出，修正后無自相關(guān)。

11、</p><p>　?。ㄎ澹〨ranger因果檢驗(yàn)</p><p>　　表3.6 Granger因果檢驗(yàn)</p><p>　　Granger的原因。</p><p>　?。╋@著性和擬合優(yōu)度檢驗(yàn)</p><p>　　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

12、驗(yàn)通過。</p><p>　　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。</p><p>　　四、結(jié)論分析和政策建議</p><p><b>　?。ㄒ唬┲饕Y(jié)論</b></p><

13、p>　　1、固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的重要原動(dòng)力。</p><p>　　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(dòng)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。</p><p>　　2、勞動(dòng)力對GDP有一定的促進(jìn)作用但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻微不足道。</p><p>　　這是因?yàn)槲覈鴦趧?dòng)力結(jié)構(gòu)總量巨大、供給充足、流動(dòng)

14、性強(qiáng), 對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, 會直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長。</p><p>　　3、消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用</p><p>　　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)。</p><p>

15、<b>　?。ǘ┱呓ㄗh</b></p><p>　　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(dòng)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(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)，并通過合理技術(shù)壁壘方式，阻止外來流動(dòng)</p><

16、;p><b>　　5</b></p><p>　　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。</p><p>　　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。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)資本對我國的經(jīng)濟(jì)增長也起到了一定的影響作用，應(yīng)加強(qiáng)對投資的科學(xué)管理，提高投資效率。<

17、/p><p><b>　　參考文獻(xiàn):</b></p><p>　?。?］趙曉，消費(fèi)中國經(jīng)濟(jì)增長主動(dòng)力[J]，2005</p><p>　　［2］ 徐錚、張潤清、李曉紅，1990-2004 年我國經(jīng)濟(jì)增長因素實(shí)證分析[J]，經(jīng)濟(jì)論壇，2007（04）</p><p>　?。?］綦國萍，我國經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實(shí)證研究，安徽財(cái)經(jīng)大

18、學(xué)，安徽蚌埠233041摘 ［4］吳沛, 李克俊，中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實(shí)證分析，西華大學(xué)，成都610039 ［5］劉詩白.，2004.，社會主義市場經(jīng)濟(jì)理論， 西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社</p><p>　?。?］中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫</p><p>　　中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析</p><p>　　一、問題的提出 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)

19、濟(jì)增長速度更是舉世矚目。就GDP而言，中國連續(xù)多年GDP增長率保持在8%以上，相對于西方世界</p><p>　　來說這就是天文數(shù)字。但是不能不說中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展還存在很大的問題。中國作為世界第三大經(jīng)濟(jì)實(shí)體，2013年其人均GDP在世界排名89位，只占全球人均GDP的一半，美國的10%。而中國基尼系數(shù)為0.473（亞洲貧富差距最大的國家），顯示中國還有很多的人處于相當(dāng)貧困的狀態(tài)。</p><p&

20、gt;　　中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀告訴我們，中國還需要向前大力發(fā)展。那么我們怎樣才能將經(jīng)濟(jì)建設(shè)的路走的更順，影響中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素有哪些，讓我們試在此簡單分析一下。</p><p><b>　　二、理論綜述</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┙?jīng)濟(jì)增長理論</b></p><p>　　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

21、。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。</p><p>　　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(dòng)是財(cái)富增長的源泉。現(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</p><p>　　從古典增長理論到新增長理論，都重視物質(zhì)資本和

22、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(dòng)力資源。因此本文用總就業(yè)人數(shù)（萬人）來衡量勞動(dòng)力。居民消費(fèi)需求也是經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素。</p><p>　　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)重要方面。在1978—2008年的31中

23、,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。</p><p><b>　　三、數(shù)據(jù)收集</b></p><p>　　表1

24、中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素模型時(shí)間序列表</p><p>　　資料來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。 四、模型設(shè)定</p><p>　　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(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。</p><

25、;p><b>　　采用的模型如下：</b></p><p>　　y= β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui</p><p>　　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)，ui代表隨機(jī)擾動(dòng)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(dòng)關(guān)系。</p><p>　　五、模型

26、估計(jì)和調(diào)整 （一）模型初始估計(jì)</p><p>　　圖1 模型初始估計(jì)回歸結(jié)果</p><p>　　根據(jù)上圖可知模型如下：</p><p>　　Y=-16197.47+1.683972x1+1.420445x3-580.7359x3+μ</p><p>　　(51510.11) (0.256065) (0.054886) (355.4395)

27、</p><p>　　T=(-0.390205)(6.576336)(25.87979)(-1.633856) R2=0.985665 F=595.9008 N=30</p><p>　?。ǘ⒔?jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)</p><p>　　之前的理論分析表明，全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）,總就業(yè)人數(shù)（萬人）,居民消費(fèi)需求是影響經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素。從回歸結(jié)果圖中可以看出， X

28、1,X2的系數(shù)符號為正，符合經(jīng)濟(jì)意義。因而在其他條件不變的情況下，年末人員從業(yè)數(shù)每增加一單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1.683972個(gè)單位，全社會固定資產(chǎn)投資總額每增加一單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1.420445單位。</p><p>　?。ㄈ┒嘀毓簿€性檢驗(yàn)</p><p><b>　　圖2 相關(guān)系數(shù)矩陣</b></p><p>　　根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)

29、，解釋變量之間存在著線性相關(guān)。</p><p>　　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。.</p><p>　　圖3 修正多重共線性后的模型</p><p><b>　?。ㄈ┊惙讲顧z驗(yàn)</b></p><p><b>　　圖4 懷特檢驗(yàn)</b></p><p

30、>　　從懷特檢驗(yàn)知Obs*R-squared=27.00289,表明不存在異方差。 六、結(jié)論分析和政策建議</p><p><b>　?。ㄒ唬┲饕Y(jié)論</b></p><p>　　1、固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的重要原動(dòng)力。</p><p>　　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(dòng)力，它對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有

31、先導(dǎo)作用，并以其乘數(shù)效應(yīng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。</p><p>　　2、勞動(dòng)力對GDP有一定的促進(jìn)作用但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻微不足道。</p><p>　　這是因?yàn)槲覈鴦趧?dòng)力結(jié)構(gòu)總量巨大、供給充足、流動(dòng)性強(qiáng), 對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, 會直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長。</p><p>　　3、消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用

32、</p><p>　　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</p><p>　　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(dòng)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

33、，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)，并通過合理技術(shù)壁壘方式，阻止外來流動(dòng)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。</p><p>　　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。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)資本對我國的經(jīng)濟(jì)增長也起到了一定的影響作用，應(yīng)加強(qiáng)對投資的科學(xué)

34、管理，提高投資效率。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn):</b></p><p>　?。?］趙曉，消費(fèi)中國經(jīng)濟(jì)增長主動(dòng)力[J]，2005</p><p>　　［2］ 徐錚、張潤清、李曉紅，1990-2004 年我國經(jīng)濟(jì)增長因素實(shí)證分析[J]，經(jīng)濟(jì)論壇，2007（04）</p><p>　?。?］綦國萍，我國經(jīng)濟(jì)增長影

35、響因素的實(shí)證研究，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠233041摘 ［4］吳沛, 李克俊，中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素的實(shí)證分析，西華大學(xué)，成都610039 ［5］劉詩白.，2004.，社會主義市場經(jīng)濟(jì)理論， 西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社 ［6］中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫</p><p>　　影響報(bào)考碩士研究生人數(shù)的因素分析</p><p>　　摘要：隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速增長，我國對人才市場需求的逐年增加，越來越多的大學(xué)生在畢業(yè)之

36、后選擇了繼續(xù)深造學(xué)業(yè)而不是直接就業(yè)。尤其是近幾年的金融危機(jī)的到來，使就業(yè)前景不被看好，所以有很多的本科畢業(yè)生選擇繼續(xù)學(xué)業(yè)，逃避就業(yè)。但與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)的增長也會使很多經(jīng)濟(jì)允許的學(xué)生選擇繼續(xù)深造。還有很多其他因素也影響著本科畢業(yè)生報(bào)考碩士研究生，我今天就來分析一下它的影響因素。</p><p>　　Abstract：With the rapid growth of China's economy, China

37、's market demand for talent increases every year, more and more students choose to continue after graduation academic studies rather than direct employment. In particular, the arrival of the financial crisis in recen

38、t years, so that employment prospects are not good, so there are a lot of graduates choose to continue their studies, to evade employment. At the same time, economic growth will also allow students to choose many economi

39、es conti</p><p>　　Keywords: enrollment GDP enrollment Last year enrollments the number of college admissions</p><p><b>　　一、引言</b></p><p>　　隨著我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，對高級人才的需求量也越來越大，其中研

40、究生教育是高級人才的重要來源，所以歷年報(bào)考碩士研究生的人數(shù)不斷增加，做好研究生報(bào)考人數(shù)的科學(xué)預(yù)測對研究生招生規(guī)模以及有針對性地組織招生考試等相關(guān)工作起著非常重要的作用。</p><p><b>　　二、 文獻(xiàn)綜述</b></p><p>　　由于考研已經(jīng)成為一個(gè)熱點(diǎn)話題，所以研究的人越來越多。其中《基于QPSO—BP的研究生報(bào)考人數(shù)預(yù)測》一文中很好的體現(xiàn)了研究生報(bào)考人

41、數(shù)的影響因素是多元的，復(fù)雜的。中國教育在線也在《2014年全國研究生招生數(shù)據(jù)調(diào)查報(bào)告》中給出了近幾年報(bào)考研究生的一個(gè)總體趨勢。2013年全國研究生數(shù)據(jù)調(diào)查報(bào)告對研究生考試報(bào)名趨勢、錄取趨勢等進(jìn)行了數(shù)據(jù)分析和趨勢預(yù)測。在《決策與信息·下旬刊》2010年第8期中“關(guān)于考研人數(shù)及其影響因素分析”的文章也有做詳細(xì)闡述。</p><p><b>　　三、 模型的設(shè)定</b></p>

42、;<p><b>　　1.理論的綜述</b></p><p>　　對于考研人數(shù)的因素分析，根據(jù)社會現(xiàn)狀及許多學(xué)者的討論，可以得知有很多影響因素，有學(xué)者認(rèn)為“就業(yè)情況”、“保研人數(shù)”、“重點(diǎn)高校數(shù)量”、“失業(yè)率”、“國家經(jīng)濟(jì)狀況”、“上一年的招生狀況”等眾多因素可以影響到本年的報(bào)考研究生的人數(shù)。因此，在本篇文章中，我將選取幾個(gè)會有重要影響的因素作為解釋變量。但是否這些因素都會同時(shí)

43、對其產(chǎn)生影響還需要進(jìn)一步通過模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分</p><p><b>　　析。</b></p><p>　　2.數(shù)據(jù)的選取及說明</p><p>　　為了更好的分析報(bào)考碩士研究生人數(shù)的影響因素，共選取20年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。選取“報(bào)名人數(shù)”為被解釋變量（用Y表示）；選取通過“GDP”的數(shù)量為解釋變量（用X1表示）；選取“普通高校數(shù)量”為解釋變量（

44、用X2表示）；選取“錄取人數(shù)” （用X3表示）；選取“失業(yè)率”（用X4表示）；選取“前一年錄取人數(shù)” （用X5表示）（在Eviews中用X3（-1）表示）。</p><p><b>　　數(shù)據(jù)如下表：</b></p><p><b>　　3估計(jì)模型</b></p><p>　　3.1被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系<

45、/p><p><b>　　報(bào)名人數(shù)與GDP</b></p><p>　　可見，報(bào)名人數(shù)與GDP之間呈顯著性的遞增關(guān)系，隨著GDP的增長，碩士研究生的報(bào)名人數(shù)也增多，同時(shí)呈線性關(guān)系。這是因?yàn)?，在?jīng)濟(jì)增長的過程中，因?yàn)樽x研是一個(gè)不小的成本，只有擁有了一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)才有更多的機(jī)會深造。 報(bào)名人數(shù)與普通高校數(shù)量</p><p>　　可見，隨著高校數(shù)量的增加

46、，報(bào)考碩士研究生的人數(shù)也呈增長趨勢。這是因?yàn)橹挥懈嗟母咝５某霈F(xiàn)，才可以允許更多的人參與考研。從散點(diǎn)圖來看報(bào)名人數(shù)與高校的數(shù)量呈線性增長關(guān)系。 報(bào)名人數(shù)與前一年的錄取人數(shù)</p><p>　　可見，隨著前一年高校錄取碩士研究生的數(shù)量的增加，第二年報(bào)考研究生的數(shù)量會隨之增加。同時(shí)呈線性關(guān)系。 報(bào)名人數(shù)與失業(yè)率</p><p>　　雖然從散點(diǎn)圖來看，線性關(guān)系不是很明顯，但是從常理的角度來看，失

47、業(yè)率的增加會使很多畢業(yè)生選擇繼續(xù)深造，而不是就業(yè)，并且兩者確實(shí)是服從遞增關(guān)系的。</p><p><b>　　3.2模型的估計(jì)</b></p><p>　　根據(jù)散點(diǎn)圖，可以設(shè)：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t-1+β4X4t+Ut</p><p>　　因此，估計(jì)的模型為：</p><p>　　Yt=-17.

48、0596+2.62E-07X1t-0.08523X2t+4.99471X3t-1+34.4748X4t （-1.2542） （0.3328） （-4.8258） （9.8373） （7.0728）</p><p>　　F=523.7166 可決系數(shù)=0.993361 調(diào)整后的可決系數(shù)=0.991465 從估計(jì)結(jié)果顯示： K=4，N=20</p><p>　　在α=5%的顯著性水平下，自由度

49、為(4，15)的F分布的臨界值為3.29，可見523.7166>3.29，表明方程的總體線性顯著成立。但在α=5%的顯著性水平下，tα/2(n-k-1)=2.131，可見X1的系數(shù)小于2.131，所以不拒絕GDP前參數(shù)為零的假設(shè)，因此可以認(rèn)為解釋變量中的某一項(xiàng)存在異方差。同時(shí)X2的系數(shù)符號與經(jīng)濟(jì)解釋相反，可能存在多重共線性。</p><p>　　四、 模型檢驗(yàn)與經(jīng)濟(jì)分析</p><p&g

50、t;　　4.1多重共線性檢驗(yàn)</p><p>　　查看一下相關(guān)系數(shù)的矩陣</p><p>　　由表中數(shù)據(jù)可以看出X2與X5間存在高度相關(guān)性</p><p>　　4.1.1找出最簡單的回歸模式；分別作Y與X1、X2、X4、X5間的回歸：⑴；Y=88.84624-6.52E-06X1；（6.65472）（-0.78869）；可決系數(shù)=0.033403D.W=0.1199

51、5；Y=-71.35208+0.094813X2(-；可決系數(shù)=0.94142D.W=0.818556；Y=-234.1347+85.82949X4(-</p><p>　　4.1.1找出最簡單的回歸模式</p><p>　　分別作Y與X1、X2、X4、X5間的回歸： ⑴</p><p>　　Y=88.84624-6.52E-06X1</p><

52、p>　?。?.65472） （-0.78869）</p><p>　　可決系數(shù)=0.033403 D.W=0.119958 ⑵</p><p>　　Y=-71.35208+0.094813X2 (-7.35370) (17.0078)</p><p>　　可決系數(shù)=0.94142 D.W=0.818556</p><p><b&g

53、t;　?、?lt;/b></p><p>　　Y=-234.1347+85.82949X4 (-5.16824) (7.12172)</p><p>　　可決系數(shù)=0.738063 D.W=0.362243</p><p><b>　　⑷</b></p><p>　　Y=15.95177+3.060472X5 (4

54、.04267) (22.6885)</p><p>　　可決系數(shù)=0.968031 D.W=0.357973</p><p>　　可見，前一年的錄取數(shù)量的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，所以選擇（4）為初始的回歸模型。</p><p><b>　　4.1.2逐步回歸</b></p><p>　　將其他解釋變量分別導(dǎo)入上述初試回歸模

55、型，尋求最佳回歸方程：</p><p><b>　　討論：</b></p><p>　　第一步，在初始模型中引入X1，模型擬合優(yōu)度沒有提高，； 第二步，在初始模型中引入X2，模型擬合優(yōu)度也沒有提高；</p><p>　　第三步，在初始模型中引入X4，模型擬合優(yōu)度提高，同時(shí)X4的參數(shù)能通過t檢驗(yàn)；</p><p>　　第一

56、步和第二步看出X1與X2是多余的，因此最后函數(shù)為： Y=-47.04426+19.65155X4+2.597333X5</p><p>　　(-32.629701) (3.573119) (15.64733) 調(diào)整后的可決系數(shù)</p><p>　　=0.979997 D.W.=0.780168</p><p>　　4.2異方差檢驗(yàn) 4.2.1懷特檢驗(yàn)</p&g

57、t;<p>　　懷特統(tǒng)計(jì)量=20*0.688714=13.77428，該值大于5%顯著水平下、自由度為5的臨界值11.07，所以拒絕同方差的原假設(shè)。 去掉交叉項(xiàng)的輔助回歸結(jié)果為：</p><p>　　懷特統(tǒng)計(jì)量=20*0.250045=5.0009，該值小于5%顯著水平下、自由度為5的臨界值11.07，所以不拒絕同方差的原假設(shè)。由于兩者的結(jié)果相矛盾，所以在進(jìn)行一次G-Q檢驗(yàn)。 4.2.2G-Q檢驗(yàn)&

58、lt;/p><p>　　將原始數(shù)據(jù)按X5排成升序，去掉其中6個(gè)數(shù)據(jù)，得到兩個(gè)樣本容量為7的子樣本。對兩個(gè)子樣本分別作普通最小二乘回歸，求個(gè)自的殘差平方和。 做X5與殘差平方和的散點(diǎn)圖：</p><p><b>　　異方差檢驗(yàn)圖</b></p><p><b>　　子樣本1：</b></p><p>　　

59、Y=-98.54517+31.81561X4+5；(-3.489111)(3.196743)(7.；可決系數(shù)=0.982094RSS1=6.3518；子樣本2：；Y=-142.6941+28.37836X4+3；(-0.587757)(0.543782)(5.；可決系數(shù)=0.959377RSS2=100.44；計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：F=RSS2/RSS1=15.81</p><p>　　Y=-98.54517+31.81

60、561X4+5.407915X5</p><p>　　(-3.489111) (3.196743) (7.713660)</p><p>　　可決系數(shù)=0.982094 RSS1=6.351806</p><p><b>　　子樣本2：</b></p><p>　　Y=-142.6941+28.37836X4+3.830

61、886X5</p><p>　　(-0.587757) (0.543782) (5.416209)</p><p>　　可決系數(shù)=0.959377 RSS2=100.4478</p><p>　　計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：F= RSS2/ RSS1=15.8140535。在α=5%的顯著性水平下，自由度為（4,4）的F分布的臨界值為5.05，因此在5%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，

62、即存在異方差。</p><p>　　4.2.3用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行回歸</p><p><b>　　- 11 -</b></p><p>　　經(jīng)過加權(quán)之后的模型經(jīng)過懷特檢驗(yàn)</p><p><b>　　- 12 -</b></p><p>　　經(jīng)過懷特檢驗(yàn)后，有數(shù)據(jù)可知，懷特

63、統(tǒng)計(jì)量=20*0.546516=10.93032，該值小于5%顯著水平下、自由度為5的臨界值11.07，所以不拒絕同方差的原假設(shè)。 所以最后的模型為：</p><p>　　Y=-43.95233+18.60990X4+2.661562X5</p><p>　　(-18.64681)(22.25928)(35.63847)</p><p><b>　　4.3

64、經(jīng)濟(jì)分析</b></p><p>　　有模型可知，報(bào)考碩士研究生的人數(shù)的影響因素主要由失業(yè)率和前一年的錄取人數(shù)來決定的，也就是說，失業(yè)率每變化一個(gè)單位，則報(bào)考碩士研究生的人數(shù)就增加18.60990個(gè)單位，而前一年的錄取人數(shù)每變化一個(gè)單位，則報(bào)考碩士研究生的人數(shù)就增加2.661562個(gè)單位，這也是符合經(jīng)濟(jì)邏輯的，但是該模型還是有很多需要調(diào)整的地方，因?yàn)橛绊懙囊蛩睾芏啵瑫粫嬖谧韵嚓P(guān)很難說，還需要進(jìn)一步

65、的調(diào)整。</p><p>　　關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)的實(shí)證分析</p><p>　　內(nèi)容摘要：本文根據(jù)2001——2008年國民生產(chǎn)總值和進(jìn)出口總額的有關(guān)數(shù)據(jù)，首先依據(jù)進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，分析了二者的內(nèi)在聯(lián)系。然后運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證分析，明確其對國民收入增長促進(jìn)作用，并最終得出通過應(yīng)當(dāng)大力發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。</p><p>

66、;　　關(guān)鍵詞： 進(jìn)口 出口 貿(mào)易 國民收入 經(jīng)濟(jì)增長 實(shí)證分析 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)</p><p>　　自兩年前的金融海嘯在世界范圍內(nèi)蔓延以來，全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入蕭條期，各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都不同程度地受到?jīng)_擊。隨著世界各國不斷采取措施，出臺相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策，不少經(jīng)濟(jì)學(xué)家表示：世界經(jīng)濟(jì)大勢總體接近觸底，將逐漸地步入復(fù)蘇階段。然而，現(xiàn)在國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境是：雷曼兄弟破產(chǎn)，美國華爾街金融危機(jī)余震尚存，GM通用一闋悲歌，金融危機(jī)引起的實(shí)體經(jīng)濟(jì)危機(jī)

67、的影響仍然不容小覷。西方國家紛紛宣稱經(jīng)濟(jì)增長減速或負(fù)增長，全球經(jīng)濟(jì)衰退，西方市場需求降低。而中國，作為世界重要的經(jīng)濟(jì)體之一，如何減弱世界金融危機(jī)帶來的不利影響，盡快拉動(dòng)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長，是我們當(dāng)下經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)。</p><p>　　在過去30年的大部分年份里，中國的國際貿(mào)易增長率都高于GDP的增長率。中國的實(shí)際GDP年增長率在10%左右，出口實(shí)際年增長率在15%左右。按名義值算，2008年的出口是1978年的553

68、倍，GDP是1978年的83倍，前者是后者的6.7倍。結(jié)果是，貿(mào)易占GDP的比重大幅攀升。2008年底，中國的外匯儲備超過2萬億美元。2001年后，中國的出口增長有一個(gè)飛躍。有好多原因，包括加入WTO和中國競爭力的提升，不可否認(rèn)，也與人民幣匯率有關(guān)。因?yàn)槿嗣駧疟坏凸懒?，對企業(yè)而言，國際貿(mào)易比國內(nèi)貿(mào)易更有利可圖。</p><p>　　一 、經(jīng)濟(jì)背景及研究的意義</p><p>　　我國的外貿(mào)

69、政策的取向基本上是強(qiáng)調(diào)出口貿(mào)易的重要性,對進(jìn)口貿(mào)易的供給效應(yīng)及其在長期經(jīng)濟(jì)增長中的重要作用重視不夠,最終導(dǎo)致近幾年來我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展出現(xiàn)了嚴(yán)重失衡,貿(mào)易順差急劇擴(kuò)大,累積了巨額的國際收支盈余。目前我國已經(jīng)成為世界第三大貿(mào)易國,2009年我國進(jìn)出口順差高達(dá)22073億美元,年末外匯儲備突破兩萬億美元，達(dá)到2.399萬億美元，領(lǐng)先全球各先進(jìn)國家。應(yīng)該說,我國貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大、出口高速增長對推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和解決就業(yè)壓力功不可沒,但進(jìn)口總額

70、長期低于出口總額,持續(xù)累積的巨額順差有可能最終損害經(jīng)濟(jì)發(fā)展。例如,巨額順差一方面加劇了人民幣大幅升值的壓力,最終可能損傷出口競爭力;另一方面加劇了中央銀行穩(wěn)定貨幣供給的壓力,央行被迫買入外匯投放基礎(chǔ)貨幣,加劇了通脹壓力,威脅到宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定;巨額順差還容易導(dǎo)致國際貿(mào)易摩擦,貿(mào)易伙伴國動(dòng)輒采用反傾銷和特別保障措施對我國出口產(chǎn)品實(shí)行限制,惡化了我國出口貿(mào)易環(huán)境。因此,我國當(dāng)前的貿(mào)易政策應(yīng)該作適當(dāng)?shù)霓D(zhuǎn)型,在繼續(xù)保持一定的出口增長速度的同時(shí),大幅

71、提高進(jìn)口增長速度,實(shí)行進(jìn)出口平衡發(fā)展戰(zhàn)略。</p><p>　　二、 相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論</p><p><b>　　1新古典增長理論</b></p><p>　　新古典增長理論假定要素的邊際報(bào)酬遞減,產(chǎn)品和要素價(jià)格瞬時(shí)調(diào)整,經(jīng)濟(jì)能夠達(dá)到長期穩(wěn)態(tài)均衡。新古典增長理論認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長取決于生產(chǎn)要素(勞動(dòng)力和資本)投入的增加及外生技術(shù)進(jìn)步,經(jīng)濟(jì)增長的核算

72、公式為:</p><p>　　△Y/Y= [(1-θ)△N/N]+[θ△K/K]+(△T/T) (1)</p><p>　　該公式的含義是:產(chǎn)出增長=(勞動(dòng)份額×勞動(dòng)增長)+(資本份額×資本增長)+技術(shù)進(jìn)步。依</p><p>　　據(jù)新古典增長核算公式,進(jìn)口可以從兩方面對一國潛在總供給的增長產(chǎn)生影響:一方面,生產(chǎn)要素投入的增加,使得生產(chǎn)可能性曲線

73、外移,推動(dòng)一國的產(chǎn)出增加。由于絕大多數(shù)國家存在資源稟賦方面的差異,不可能完全擁有生產(chǎn)所需的全部要素,稀缺自然資源和資本貨物的進(jìn)口可以直接克服國內(nèi)供給約束,成為經(jīng)濟(jì)增長的前提,英國和日本的經(jīng)濟(jì)起飛就是建立在進(jìn)口穩(wěn)定而便宜的工業(yè)原料基礎(chǔ)上的。另一方面,資本貨物的進(jìn)口往往伴隨著技術(shù)設(shè)備的引進(jìn),可以提高國內(nèi)生產(chǎn)設(shè)備的技術(shù)含量和技術(shù)水平,直接推動(dòng)一國的產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步,提高勞動(dòng)和資本等要素的邊際產(chǎn)出效率。因此,技術(shù)設(shè)備的進(jìn)口可以看成是外生的技術(shù)

74、進(jìn)步,對經(jīng)濟(jì)增長起著重要作用,19世紀(jì)美國經(jīng)濟(jì)的起飛的重要原因之一就是能夠從歐洲獲得穩(wěn)定的勞動(dòng)力和資本貨物的來源。</p><p><b>　　2內(nèi)生增長理論</b></p><p>　　新古典增長理論將技術(shù)進(jìn)步看成是外生的,并沒有考慮高技術(shù)商品的進(jìn)口在國內(nèi)引發(fā)的技術(shù)革新和模仿對經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)性的貢獻(xiàn)。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出的內(nèi)生增長理論認(rèn)為,獲取新知識(包括革新、技術(shù)進(jìn)步

75、、人力資本積累等概念);刺激新知識運(yùn)用于生產(chǎn)(市場條件、產(chǎn)權(quán)、政治穩(wěn)定以及宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定);提供運(yùn)用新知識的資源(人力、資本、進(jìn)口品等),均可以有效地提高總供給能力。長期增長率是由內(nèi)生因素解釋的，也就是說，在勞動(dòng)投入過程中包含著因正規(guī)教育、培訓(xùn)、在職學(xué)習(xí)等等而形成的人力資本，在物質(zhì)資本積累過程中包含著因研究與開發(fā)、發(fā)明、創(chuàng)新等活動(dòng)而形成的技術(shù)進(jìn)步，從而把技術(shù)進(jìn)步等要素內(nèi)生化，得到因技術(shù)進(jìn)步的存在要素收益會遞增而長期增長率是正的結(jié)論。依據(jù)內(nèi)

76、生增長理論,進(jìn)口貿(mào)易一方面可以提供運(yùn)用新知識的各種資源;另一方面通過資本品的進(jìn)口特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的引進(jìn),在不斷的技術(shù)改進(jìn)和知識積累的基礎(chǔ)上,形成動(dòng)態(tài)效益,促進(jìn)生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高。進(jìn)而通過模仿和擴(kuò)散,生產(chǎn)率的提高得以在全社會實(shí)現(xiàn),推動(dòng)一國經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長。進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生的內(nèi)生總供給效應(yīng)在美國、日本和韓國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中都得到了證明,Lawrence and Weinstein通</p><p><b>　

77、　3產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論</b></p><p>　　從產(chǎn)品內(nèi)容上看，可以把國際貿(mào)易分成兩種基本類型：一種是國家進(jìn)口和出口的產(chǎn)品屬于不同的產(chǎn)業(yè)部門，比如出口初級產(chǎn)品，進(jìn)口制成品，這種國際貿(mào)易稱為產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易；另外一種被稱為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，也就是一國同時(shí)出口和進(jìn)口同類型的制成品，因此這種貿(mào)易通常也被稱為雙向貿(mào)易或重疊貿(mào)易。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)：是用來測度一個(gè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度的指數(shù)。這一指數(shù)的計(jì)算公式為：T=1-|X-

78、M|/(X+M) 式中:X和M分別表示某一特定產(chǎn)業(yè)或某一類商品的出口額和進(jìn)口額，并且對X-M取絕對值。T的取值范圍為0到1。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論的假設(shè)前提是：理論分析基本是從靜態(tài)出發(fā)進(jìn)行分析的；分析不以完全競爭（壟斷競爭）市場，而以非完全競爭市場為前提（過去的貿(mào)易理論的前提大多為完全競爭市場）；經(jīng)濟(jì)中具有規(guī)模收益；在分析中要考慮需求不相同與相同的情況。從這些假設(shè)前提可以看出，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論的出發(fā)點(diǎn)與其他貿(mào)易理論是相當(dāng)不同的。</p>

79、;<p><b>　　三 、相關(guān)實(shí)證分析</b></p><p>　　基于對以上進(jìn)口貿(mào)易的長期供給效應(yīng)的理論分析,我們嘗試運(yùn)用2001-2008年的我國進(jìn)口額和GDP年度數(shù)據(jù)進(jìn)行兩變量之間相關(guān)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)。</p><p>　　一、模型設(shè)定與參數(shù)估計(jì)</p><p>　　1.為估計(jì)模型參數(shù)，收集統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)如下所示：</p&g

80、t;<p><b>　　2.設(shè)定如下模型：</b></p><p>　　Yt=β1+β2Xt+μt</p><p>　　其中，Yt為國民生產(chǎn)總值，X t為進(jìn)出口貿(mào)易總額，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。</p><p>　　3.利用收集的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘法估計(jì)模型：</p><p><b>　　得如下

81、結(jié)果：</b></p><p>　　Yt=56106.82+1.150265X t</p><p>　　Se=（5860.528） （0.049516）</p><p>　　t=（9.573679）（23.22996）</p><p>　　R2＝0.989004 F=539.6309 DW=0.691959 n=8</p&g

82、t;<p>　　由回歸式可看出，判定系數(shù)高，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)顯著，模型擬合較好。</p><p><b>　　4.異方差性的檢驗(yàn)</b></p><p>　　由上述估計(jì)結(jié)果，按路徑View/Residual tests/White heteroskedasticity,進(jìn)入White檢驗(yàn)，結(jié)果如下：</p><p>　　由上表可以看

83、出，nR=1.712591,由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查表的臨界值22，所以不拒絕原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明模型不存在?0(2)?5.99?nR?1.712591.052</p><p><b>　　異方差性。</b></p><p><b>　　5.自相關(guān)性的檢驗(yàn)</b></p><p>　　該回歸方程可決系

84、數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本容量為8、一個(gè)解釋變量的模型、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL＝0.763，dU＝1.332，模型中DW<dL，顯然模型中有自相關(guān)。</p><p>　　6.自相關(guān)問題的處理</p><p>　　為解決自相關(guān)問題，選用廣義差分法。在主菜單選擇Quick/Generate Series,在彈出的對話框中輸入e=resid，點(diǎn)擊OK得到殘差序列et。使

85、用et進(jìn)行滯后一期的自回歸，在命令欄中輸入ls e e(-1)可得回歸方程：et=0.659520 et-1.</p><p>　　對原模型進(jìn)行廣義差分，得廣義差分方程：Yt 0.659520Yt-1 =β1（1-0.659520）-</p><p>　　+β2(Xt-0.659520Xt-1）+vt,對廣義差分方程進(jìn)行回歸</p><p><b>　　得

86、如下結(jié)果：</b></p><p>　　Yt*=11651.77+1.294355X t*</p><p>　　Se=（6336.272） （0.114186）</p><p>　　t=（1.838900）（11.33550）</p><p>　　R2＝0.962545 F=128.4935 DW=0.949137 n=7<

87、/p><p>　　由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少一個(gè)，為7個(gè)。查5%的顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL＝0.700，dU＝1.356，模型中dU< DW=0.949137<4-dU,說明在5%的顯著水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，可決系數(shù)、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。</p><p>　　有差分方程式有β1=11651.77/1-0.659520=3

88、4221.599。由此最終得到模型為：lnYt=34221.599+1.294355lnX t。由該模型可知，進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1億元，平均來說國民生產(chǎn)總值將增加6.571250億元。</p><p><b>　　四、結(jié)論與政策建議</b></p><p>　　我國加入世界貿(mào)易組織以來,進(jìn)口總額中初級產(chǎn)品平均占到了20.6%,而工業(yè)品平均占到了71%,雜項(xiàng)制品和未分

89、類制品占到了8.4%。在初級產(chǎn)品中,食品、飲料及煙類的進(jìn)口比重持續(xù)下降,原料和燃料比重持續(xù)上升;在工業(yè)制成品中,化學(xué)成品及按原料分類制成品的比例略有下降但基本保持在11%以上,機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備所占比例最高,一直保持進(jìn)口總額的45%左右。</p><p>　　我國初級產(chǎn)品的進(jìn)口特別是原料和燃料的進(jìn)口比重的增加,有利于緩解我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的供給瓶頸。我國人口眾多,人均資源嚴(yán)重不足,資源瓶頸成為制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要因素

90、,增加初級產(chǎn)品進(jìn)口,可以充分利用國外豐裕而國內(nèi)稀缺的自然資源,為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供豐富的原料(燃料)來源,直接產(chǎn)生資源要素增加的供給效應(yīng)。我國工業(yè)制成品的進(jìn)口比重特別是機(jī)械設(shè)備的進(jìn)口比重較高,對提高我國相關(guān)行業(yè)的技術(shù)水平有重要意義。進(jìn)口技術(shù)含量較高的工業(yè)制成品可以降低國內(nèi)自主研發(fā)的成本,避免許多重復(fù)勞動(dòng),尤其是通過引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備和產(chǎn)品,邊干邊學(xué),消化吸收,加速人力資本積累,從而形成內(nèi)生供給增長能力,推動(dòng)本國經(jīng)濟(jì)的長期增長。同時(shí),工業(yè)

91、制成品的進(jìn)口特別是工業(yè)元器件、零部件的進(jìn)口可以進(jìn)一步深化產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易,提高產(chǎn)品的生產(chǎn)效率,從而形成規(guī)模經(jīng)濟(jì),促進(jìn)潛在總供給能力的擴(kuò)張。</p><p>　　(一)重視進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的作用</p><p>　　要對我國的進(jìn)出口有一個(gè)重新的認(rèn)識,要認(rèn)識到進(jìn)口對GDP的拉動(dòng)作用,保持進(jìn)口與出口的均衡發(fā)展。不要一味地追求貿(mào)易順差,而要在注重出口貿(mào)易增長的同時(shí),也要重視進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模增長,要以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)

92、展為目標(biāo),形成雙向?qū)α鞯馁Q(mào)易增長格局,充分發(fā)揮進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。</p><p><b>　　(二)適度擴(kuò)大進(jìn)口</b></p><p>　　現(xiàn)在我國的外匯儲備已經(jīng)相當(dāng)豐富,是僅次于日本的世界第二大外匯儲備國,目前的外匯儲備額可以滿足很長一段時(shí)間的進(jìn)口量,而按照國際通行的比例法計(jì)算,外匯儲備規(guī)模是一年進(jìn)口量的33%是適當(dāng)?shù)摹Ｒ虼?如果一味地限制進(jìn)口需求

93、,不斷積累巨額的貿(mào)易順差,將造成對外匯資源的一種巨大浪費(fèi)。因此,我國要適度擴(kuò)大進(jìn)口,特別是要加強(qiáng)對美國、歐盟等國的進(jìn)口,因?yàn)槊绹蜌W盟是我國貿(mào)易順差的主要來源,是人民幣升值壓力的主要施加者,同時(shí)也是對我國提起反傾銷最多的國家,所以加大對它們的進(jìn)口,有助于緩解人民幣升值的壓力、減少貿(mào)易摩擦。</p><p>　　(三)優(yōu)化進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)</p><p>　　積極做好稀缺資源和先進(jìn)技術(shù)的進(jìn)口,從

94、宏觀上調(diào)控進(jìn)口產(chǎn)品的商品結(jié)構(gòu),從而帶動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。對于國內(nèi)稀缺、生產(chǎn)成本高的資源型原料可用進(jìn)口原料予以替代,并進(jìn)行國內(nèi)的戰(zhàn)略儲備。對國內(nèi)支柱產(chǎn)業(yè)和技術(shù)落后產(chǎn)業(yè)則可采用進(jìn)口促進(jìn)策略,著重引進(jìn)關(guān)鍵設(shè)備和創(chuàng)新技術(shù)在分享國外技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新成果的基礎(chǔ)上,加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整,提升進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。</p><p>　　(四)采取一定的扶持政策</p><p>　　在優(yōu)化進(jìn)口貿(mào)易結(jié)

95、構(gòu)、將進(jìn)口政策與產(chǎn)業(yè)政策緊密結(jié)合的基礎(chǔ)上,政府可以對有利于產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的進(jìn)口行業(yè)給予一定的扶持政策,促進(jìn)其引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)并加以吸收和創(chuàng)新。要提高我國在國際市場上的進(jìn)口地位,通過建設(shè)多元化、規(guī)范化的進(jìn)口企業(yè),并對其監(jiān)管和規(guī)范,促進(jìn)我國進(jìn)口貿(mào)易的健康、有序發(fā)展。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)：</b></p><p>　　1. 龐皓. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].成都：西南財(cái)

96、經(jīng)大學(xué)出版社，2002年</p><p>　　2. 趙衛(wèi)亞. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2003年</p><p>　　3.《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》2001年－2008年</p><p>　　對我國GDP影響因素的分析</p><p>　?。ㄑ芯糠秶撼擎?zhèn)、農(nóng)村人均收入、恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)）</p><p&g

97、t;　　【摘要】：運(yùn)用1990-2009年我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入，恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)，建立了ARLM、古典線性回歸模型，通過OLS回歸、懷特異方差檢驗(yàn)、ＢＧ自相關(guān)檢驗(yàn)、非正態(tài)檢驗(yàn)、多重共線性分析、RESET檢驗(yàn)、鄒至莊檢驗(yàn)等實(shí)證分析了城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入、恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)對我國GDP影響。通過這一系列統(tǒng)計(jì)分析和檢驗(yàn)方法，擬合出比較優(yōu)良的GDP模型，得出1990-2009年間我國經(jīng)濟(jì)增長的情況。由此來分析所選取的這四個(gè)變量對

98、GDP的貢獻(xiàn)情況，結(jié)合當(dāng)前我國宏觀經(jīng)濟(jì)形勢，找出目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的問題，從而找出相應(yīng)的對策。</p><p>　　【關(guān)鍵詞】：GDP 恩格爾系數(shù) 影響因素 回歸分析</p><p><b>　　一、 引言</b></p><p>　　改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了令全世界震驚的巨大成就，持續(xù)25年年均增長率超過9%，經(jīng)濟(jì)總規(guī)模已經(jīng)穩(wěn)居世界第四。2

99、010年中國經(jīng)濟(jì)增長率更是高達(dá)10%。因此，許多專家學(xué)者指出，我國目前的經(jīng)濟(jì)形勢是上世紀(jì)90年代中期以來最好的。由此可見，GDP作為現(xiàn)代國民經(jīng)濟(jì)核算體系的核心指標(biāo)，它的總量可以反映一個(gè)國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展及人民的生活水平，其結(jié)構(gòu)可反映社會生產(chǎn)與使用，投資與消費(fèi)之間的比例關(guān)系及宏觀經(jīng)濟(jì)效益，對于經(jīng)濟(jì)研究、經(jīng)濟(jì)管理都具有十分重要的意義。尤其從1985年我國開始正式統(tǒng)計(jì)GDP后，它就越來越受到人們的關(guān)注。GDP的核算中有許多因素在起著作用，為

100、此，本文對國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的影響因素作計(jì)量模型的實(shí)證分析，以期分析各影響因素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)情況，結(jié)合我國當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢，對國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策提出一點(diǎn)自己的看法。</p><p><b>　　二、建模分析</b></p><p><b>　　1、數(shù)據(jù)收集</b></p><p>　　從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》得到我國1990-

101、2009年國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入，恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，如表1所示。</p><p>　　數(shù)據(jù)收集（數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站http://www.stats.gov.cn/）：數(shù)據(jù)基于全國范圍內(nèi)各年年末的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，樣本數(shù)據(jù)如下：</p><p>　　數(shù)據(jù)匯總整理，其中：nian fen：年份，gdp：國內(nèi)生產(chǎn)總值，tincome：城鎮(zhèn)居民人

102、均收入， cincome：農(nóng)村居民人均收入， tengr：城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)， cengr：農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)，twork：城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)，cwork：農(nóng)村居民就業(yè)人數(shù)。數(shù)據(jù)匯總整理如下表所示：</p><p>　　2、對GDP影響因素的分析過程</p><p>　　利用Eviews6.0和我國1990-2009年我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入，恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)建立了ARLM、古典線

103、性回歸模型，通過OLS回歸、懷特異方差檢驗(yàn)、ＢＧ自相關(guān)檢驗(yàn)、非正態(tài)檢驗(yàn)、多重共線性分析、RESET檢驗(yàn)、鄒至莊檢驗(yàn)等實(shí)證分析了城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入、恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)對我國GDP影響。</p><p>　?。?）OLS回歸結(jié)果如下：</p><p><b>　　圖1</b></p><p>　　回歸結(jié)果分析：由上圖所示回歸結(jié)果可知：最優(yōu)擬合優(yōu)

104、度大于0.99，所以數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好。但是CENGR、CINCOME、TENGR和TWORK的P值均大于0.1，其中TENGR和TWORK的P值均大于0.9，最不為顯著，此時(shí)不能拒絕TENGR和TWORK為0的零假設(shè)。</p><p>　　因此，去掉TENGR和TWORK后重新進(jìn)行OLS回歸，回歸結(jié)果如下：</p><p>　　由上表回歸結(jié)果可知：CINCOME的P值仍大于0.1，不能拒

105、絕CINCOME為0的零假設(shè)，因此把CINCOME從原模型中剔除，再次對剩下的變量進(jìn)行OLS回歸，回歸結(jié)果如下：</p><p><b>　　圖3</b></p><p>　　由上述回歸結(jié)果可知：數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度值均大于0.99，數(shù)據(jù)能較好擬合，且模型中的變量都是顯著的。由此可以得出多元線性回歸方程為：</p><p>　　GDP=551205.

106、5+996.2931*CENGR - 12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME</p><p>　　(2) 懷特異方差檢驗(yàn)</p><p>　　對上述的回歸模型進(jìn)行懷特異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：</p><p><b>　　圖 4</b></p><p>　　由上表懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果可知Ｐ值大于

107、０.１，不能拒絕不存在異方差的零假設(shè)，因此不存在異方差。</p><p>　?。?）ＢＧ自相關(guān)檢驗(yàn)</p><p>　　對回歸模型進(jìn)行ＢＧ自相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果如下：</p><p><b>　　圖5</b></p><p>　　由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知P值小于0.1，能夠拒絕不存在自相關(guān)的零假設(shè)，因此，回歸模型的誤差項(xiàng)間存在自相關(guān)

108、。</p><p><b>　　圖6</b></p><p>　　添加AR(1)后進(jìn)行BG檢驗(yàn),結(jié)果如下:</p><p><b>　　圖7</b></p><p><b>　?。?）非正態(tài)檢驗(yàn)</b></p><p>　　對擾動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行非正態(tài)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)

109、果如下：</p><p><b>　　圖8</b></p><p>　　由上述結(jié)果可知，P值為0.577958大于0.05，即在5%的顯著性水平下不能拒絕正態(tài)性零假設(shè)，所以擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布。</p><p>　?。?）多重共線性分析</p><p>　　對回歸模型各自變量進(jìn)行多重共線性，分析結(jié)果如下：</p>

110、;<p><b>　　圖9</b></p><p>　　由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，三個(gè)自變量之間存在一定的相關(guān)性，但是剔除cincome、tengr和twork之后的回歸模型中，這三個(gè)參數(shù)都是顯著的，在顯著的情況下，可以忽略多重共線性。</p><p>　　（6）RESET檢驗(yàn)</p><p>　　對回歸方程進(jìn)行線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

111、</p><p>　　由檢驗(yàn)結(jié)果可知，不能拒絕回歸函數(shù)是線性的零假設(shè)，即回歸方程不存在明顯的非線性。</p><p><b>　?。?）鄒至莊檢驗(yàn)</b></p><p>　　對回歸模型進(jìn)行鄒至莊檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：</p><p><b>　　圖11</b></p><p>

112、;　　由上述的P值為0.153001可知，不能夠拒絕數(shù)據(jù)不存在斷點(diǎn)即參數(shù)是穩(wěn)定的零假設(shè)，所以該回歸方程參數(shù)隨時(shí)間的變化是穩(wěn)定的。</p><p>　　由上述檢驗(yàn)過程可知，多元線性回歸方程：</p><p>　　GDP=551205.5+996.2931*CENGR - 12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME</p><p><b&g

113、t;　　均能通過。</b></p><p><b>　　3、模型解釋：</b></p><p>　　通過GDP=551205.5+996.2931*CENGR - 12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME</p><p>　　這一模型我們可以發(fā)現(xiàn)，其中農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)對GDP的影響最大，當(dāng)農(nóng)村居民的恩格

114、爾系數(shù)每增加一個(gè)百分比的時(shí)候，GDP會增長996.2931個(gè)單位。城鎮(zhèn)居民的人均收入也對GDP有著重要影響，城鎮(zhèn)居民收入每上升一個(gè)百分比，GDP增長將會上升20.8815個(gè)單位。而農(nóng)村居民的就業(yè)人數(shù)對GDP卻起著負(fù)作用，農(nóng)村就業(yè)人數(shù)每增加一個(gè)百分比，GDP將下降12.97423個(gè)單位。針對農(nóng)村就業(yè)人數(shù)對GDP存在的負(fù)面影響，我們也許會覺得這與我們的邏輯思維有些背離，當(dāng)然這不排除我們在對數(shù)據(jù)收集以及對方程的設(shè)立上存在一些誤差，或是農(nóng)村就業(yè)