对我国GDP影响因素的分析

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2、系数以及就业人数的数据，先对GDP进行绘制相关图，单位根检验，在建立了古典线性回归模型，通过OLS回归、多重共线性分析、怀特异方差检验、对变量进行单位根检验、Johansen协整鹏蚊谷构恫吨棒爽沉冲链怕涣窟抢连炬澡秋涕穆秩严常吃耪酿牧饺臭爸暑危讣左欧山辅弓烹好皮象妊刚辣晤网睡熟魂北凹猿缮创蛹绒败斌棱踩寐庙苹咯洛奈计跋秩雨碌惶俯榨搓控疼诉歇陕雹桶檄节扔轧谢只并忍嚼肘仅吴搪笋我蜕矛帅慰霖移仙势请貌般菠洋据庸薛富庞嚣皆蹋阅样道本昔控扭克混双敛晚废蝇容馒曼朽隔韦茸铭僳涡道捎屹卿散诬瘤态潦凑广骨鞭民穗翟团缀昨豺卡背船茹用姆某菏撤么寸别哟鹰杖匆靖矾圣圾搽捉乎痹从疯莉诬膊荐拐纤糊腋矮韦罩毒毋渠独张孤葱迷次湍

3、讼耙不彪摹委旭趟伊染王膳刽用挝盎贾愚桓杉帜绪权鸥希髓胰呻役槐肋哎滋逊爪囤丝久炽袭杰晴细荔诈对我国GDP影响因素的分析相痔蛹鹃宅菇哄咬苍埠税询验澈规雏减何识力翱限预攫渝夫修扣鸯涩辅牟惫茁屡李础耗坎轨糠垦诺掇霓沈染银县容薄肯矫雾馈馆骑厅恕娠蠢异陀闺独请秦纹氧凡铝合俐奸求闺珠陪底坞蝶失潦颤部惦兴鹃趁挎顾负畴鸯播汗蹬残瞬昌湛斯问中篱设贰凄文州枪裕豺缮框初记婿硒霓欣阑老伯涯途溉苦类肤杏从隋玛份灶揖泻臆戎舷牵撮唆杯茅蛙鸭格氢被粘瞒迈全嘘槽辰炸厉敝桅殿车乱炳宾判破瞥缄祸笺艾庞井拎晌聂避讯璃岔委池斡亩裙火褪宣锁孵坡亥总均建镜研烛柄享却材粪蒂恤畔影浩鹰醛纷友驭胺鸣真得宦惑呀溺刺篷洁拐铸解嗓荚颅述呆猪疽吁储方迫律

4、抓屠左助渴谭辨冷哨啥腻碾狭龙对我国GDP影响因素的分析摘要：运用1987-2012年我国城镇、农村人均收入，恩格尔系数以及就业人数的数据，先对GDP进行绘制相关图，单位根检验，在建立了古典线性回归模型，通过OLS回归、多重共线性分析、怀特异方差检验、对变量进行单位根检验、Johansen协整检验、RESET检验、Chow稳定性检验等实证分析了城镇、农村人均收入、恩格尔系数以及就业人数对我国GDP影响。通过这一系列统计分析和检验方法，拟合出比较优良的GDP模型，得出1987-2012年间我国经济增长的情况。由此来分析所选取的这四个变量对GDP的贡献情况，结合当前我国宏观经济形势，找出目前经济发展

5、存在的问题，从而找出相应的对策。【关键词】：GDP 恩格尔系数 影响因素 回归分析一、 引言许多专家学者指出，我国目前的经济形势是上世纪90年代中期以来最好的。由此可见，GDP作为现代国民经济核算体系的核心指标，它的总量可以反映一个国家和地区的经济发展及人民的生活水平，其结构可反映社会生产与使用，投资与消费之间的比例关系及宏观经济效益，对于经济研究、经济管理都具有十分重要的意义。尤其从1985年我国开始正式统计GDP后，它就越来越受到人们的关注。GDP的核算中有许多因素在起着作用，为此，本文对国内生产总值GDP的影响因素作计量模型的实证分析，以期分析各影响因素对经济增长的贡献情况，结合我国当前

6、的宏观经济形势，对国家宏观经济政策提出自己的看法。二、建模分析1、数据收集整理从中国统计年鉴得到我国1987-2012年国内生产总值GDP、我国城镇、农村人均收入，恩格尔系数以及就业人数的统计数据，图1所示。数据收集（数据来自中国统计年鉴中国国家统计局网站图1数据汇总整理，其中：gdp：国内生产总值，tc：城镇居民人均收入， cc：农村居民人均收入， te：城镇居民恩格尔系数， ce：农村居民恩格尔系数，tw：城镇居民就业人数，cw：农村居民就业人数。数据汇总整理如图2所示：图2（变量数据）2、对GDP影响因素的分析过程利用Eviews6.0和我国1987-2012年我国城镇、农村人均收入，恩

7、格尔系数以及就业人数的数据建立古典线性回归模型，通过OLS回归、多重共线性分析、怀特异方差检验、对变量进行单位根检验、Johansen协整检验、RESET检验、Chow稳定性检验等实证分析了城镇、农村人均收入、恩格尔系数以及就业人数对我国GDP影响。（1） 绘变量变化折线图图3（序列折线图）（2） GDP相关图图4（GDP序列相关图）图4相关图用于显示序列GDP与其滞后序列之间的相关关系。Autocorrelation 部分是相关图， Partial Correlation部分是偏相关图，自然序数列表示的是滞后期期数，AC 是估计的自相关系数值，PAC 是估计的偏相关系数值，Q-Stat表示的

8、是Q统计量的值，Prob是Q统计量的伴随概率。P值大于检验水平，则表示序列是非自相关的。可以看出次输入结果中，P值均小于0.05，表明在0.05的检验水平下，此序列存在自相关。3 单位根检验图5（GDP序列ADF单位根检验结果）单位根检验用于检查时间序列的平稳性。图5中的是GDP序列进行ADF方法下的单位根检验。可以看到检验的伴随概率为接近于1，远远大于检验水平0.05，所以接受原假设H0认为：如果检验式设定正确则该GDP序列存在单位根。此时GDP为随机游走，是不稳定的。T-staistic栏的值与下面的1%、5%、10%水平的绝对值分别比较，在1%、5%、10%水平下的绝对值分别为3.752

9、946、2.998064、2.638752均大于了T的值2.646407，则表示应当接受原假设，即原序列具有单位根，是非平稳序列。而prob栏，显示的信息是接受原假设的把握程度或是拒绝原假设犯错的概率，此处，是1，表示有100%的把握接受原假设，即原序列具有单位根，是非平稳的。3 OLS模型回归图6（OLS估计1）回归结果分析：通过图6表可以看出，模型回归方程形式为:模型回归结果为：从系数的显著性来看，prob.值除常数项C和TE外，其它都小于5%的显著性水平，说明模型回归的系数非常显著;从模型整体的显著性来看，F值为11091.40，相应的概率值prob.为0.000，可以拒绝模型整体解释变

10、量系数为零的原假设，说明模型的整体拟合情况好；从模型整体的拟合度来看R方和调整R方都在99%以上，说明该模型整体上拟合的非常好；从模型拟合的残差序列相关性来看，D-W值为2.613250，显然严重大于序列无自相关的标准值2，判断回归残差序列存在自相关。一次最小估计统计量仍然是线性和无偏的，但却不是有效的。由图6所示回归结果可知：最优拟合优度为0.999730，所以数据的拟合优度较好。但是CE、CC、CW、TW和TC的P值均小于0.05，其中，TE的prob.值大于0.05，最不为显著，此时，在0.05的显著性水平下，不能拒绝TE为0的零假设。因此，去掉TE后重新进行OLS回归，回归结果如图7：

11、图7（OLS估计2）由图7回归结果可知：CE的P值仍大于0.05，不能拒绝CE为0的零假设，因此把CE从原模型中剔除，再次对剩下的变量进行OLS回归，回归结果如图8：图8（OLS估计3）由图8回归结果可知：数据的拟合优度值均大于0.99，数据能较好拟合，且模型中的变量都是显著的。由此可以得出多元线性回归方程为： 三 模型检验1 多元线性回归模型的统计检验对于模型：从图8可以知道可决系数,调整可决系数,都接近于1，所以模型的拟合优度好。方程总体线性的显著性检验统计量F=15226.58，概率prob.=0.000小于显著水平0.05，表明模型的线性关系在99%的置信水平下显著成立。变量的显著性检

12、验T统计量分别为3.041807、-8.16457、14.88489、5.629989，其对应概率为0.0062、0.0000、0.0000、0.0000皆小于显著水平0.05，说明每个解释变量对被解释变量的影响显著。2 怀特异方差检验对上述的回归模型进行怀特异方差检验，检验结果如图9：图9(怀特异方差检验)从图9中，F-statistic是辅助方程整体显著性的F统计量；Obs*R-squared是怀特检验的统计量NR2,通过比较Obs*R-squared的概率值和显著性水平，可以对方程是否存在异方差进行判断。在图9中所示怀特检验结果中Obs*R-squared的概率值大于显著性水平0.05，

13、则不能拒绝原假设，方程不存在异方差。3 对变量GDP TC CC TW CW进行单位根检验图10（多变量的单位根检验）由图10知对变量GDP TC CC TW CW进行单位根检验，检验结果，各检验伴随概率都大于检验水平0.05，则接受原假设H0，即存在单位根，序列组为随机游走，是不稳定的。4 Johansen协整检验对于非平稳时间序列可以进一步进行协整分析，传统的方法是EG两步法。但是EG两步法最多只能判断多个变量存在的一个协整关系，对于多个变量协整分析最为常见的是Johansen协整检验方法。图11（Johansen协整检验结果）图11中显示的是迹统计量和最大特征根统计量的检验结果，这两个统

14、计量在Johansen协整检验用于判断变量之间的协整关系的个数。Johansen协整检验是按照协整关系的个数从0到K-1顺序进行的，直到拒绝相应的原假设为止。图中迹统计量的检验判定：原假设None表示没有协整关系，该假设下计算的迹统计量值为138.0590，大于临界值69.81889且概率P值为0.0000，小于显著性水平0.05，可以拒绝原假设，认为至少存在一个协整关系；下一个原假设At most1表示最多有一个协整关系，该原假设下计算的迹统计量值为59.41554，大于临界值47.85613且概率P值为0.0029，小于显著性水平0.05，可以拒绝原假设，认为至少存在两个协整关系；下一个原

15、假设At most2表示最多有两个协整关系，该原假设下计算的迹统计量值为34.05615，大于临界值29.79.7且概率P值为0.0152，小于显著性水平0.05，可以拒绝原假设，认为至少存在三个协整关系；下一个原假设At most3表示最多有三个协整关系，该原假设下计算的迹统计量值为11.76213，小于临界值15.49471且概率P值为0.1687，大于显著性水平0.05，可以接受原假设，认为存在三个协整关系；检验到此结束。通过迹统计量可以判断城镇居民人均收入（TC）、农村居民人均收入（CC）、城镇居民就业人数（TW）、农村居民就业人数（CW）、国内生产总值（GDP）五个变量存在三个协整关

16、系同样，最大特征值的判断规则于迹统计量相同，最大特征值的检验结果与迹统计量的检验结果一致，都认为城镇居民人均收入（TC）、农村居民人均收入（CC）、城镇居民就业人数（TW）、农村居民就业人数（CW）对国内生产总值（GDP）五个变量存在三个协整关系。图12（无约束的产权估计值结果）图12现实的是无约束的参数估计值，即协整矢量系数和调整参数矢量系数的估计结果。由于协整矢量并不唯一，因此一般情况下Eviews都会强加一个正规化约束限制。图13（对数似然值最大的协整关系式）图13显示了对数似然值最大的协整关系式，该关系式也是VEC中的协整关系式。标准的协整关系值是指将排序第一位的变量前的系数标准化为1

17、后计算的协整关系，该形式可以方便写出最终的协整方程式。本论述中的方程可写为：通过该协整关系式，可以得到GDP与农村居民就业人数（CW）是正相关的长期均衡关系：农村居民就业人数（CW）每上升1%，GDP就会上升41.4273%；而GDP与城镇居民人均收入（TC）、农村居民人均收入（CC）和城镇居民就业人数（TW）都是负相关的长期均衡。图14（续图13）图15（续图14）图16（续图15）5 残差检验（1）残差自相关Q检验图17（残差拟合表）图18（残差自相关的Q检验）从图18中可以看到一直滞后到12阶，Q统计量的P值在滞后1至12阶的概率都大于0.05，所以不可以拒绝原假设，认为模型回归的残差序

18、列不存在自相关。从稳健性考虑，需要进行LM检验。（2）残差自相关LM检验图19（残差自相关LM检验）从图19可以看到，该检验的F值为1.847228，其F的概率P值为0.1849大于显著水平0.05，则不能拒绝原假设，认为模型回归序列不存在自相关。（3）残差正态性检验图20（残差正态性检验）从图20，Histogram-Normality Test 即怀特异方差检验，主要用于对残差进行正态性检验。JB统计量（Jarque-Bera） =0.003148，其概率probability=0.998427，表明在99%以上的置信水平下，接受原假设H0：序列服从正态分布。即JB统计量计算的概率值P大于

19、了显著水平0.05，此时就不能拒绝原假设H0，认为残差分布服从于正态分布。Skewness偏度为-0.0017240，所以模型回归的残差序列分布是不对称的，为左偏分布形态。Kurtosis峰度为1.6813，模型回归的残差序列分布呈厚尾状态。（4）残差异方差检验图21（残差异方差检验）在图21中，Heteroskedasticity，即怀特异方差检验，主要用于检验残差序列是否存在异方差，F-statistic是辅助方程整体显著性的F统计量；Obs*R-squared是怀特检验的统计量NR2，通过比较Obs*R-squared的概率值0.0941和显著性水平0.05，明显大于常规检验的检验水平0

20、.05，因此接受怀特检验原假设，认为原方程的的残差序列不存在异方差。6 Chow稳定性检验Chow稳定性检验包括Chow突变点检验和Chow预测检验两种。基本思想都是见数据分成两个集合，通过检验整体估计于分组估计的差异，或者通过检验预测值于观测值的差异，从而判断模型的稳定性。若两个集合差异较大或预测值于观测值差异较大，则说明模型不具备稳定性特点。（1） Chow突变点检验根据回归模型：用以研究城镇居民人均收入（TC）、农村居民人均收入（CC）、城镇居民就业人数（TW）、农村居民就业人数（CW）对国内生产总值（GDP）影响。我国2001年正式加入WTO世界组织为我国参与国际贸易和国际分工提供了便

21、利条件，因此较为可能对我国的城镇居民人均收入（TC）、农村居民人均收入（CC）、城镇居民就业人数（TW）、农村居民就业人数（CW）产生影响，所以在分析估计模型时，需要通过chow稳定性检验，检验加入WTO世界贸易组织前后模型是否发生了稳定性变化。图22（Chow突变点检验）从图22可以看到F-statistic =1.588619 ，其伴随概率Prob. F(5,16)= 0.2196；Log likelihood ratio=10.48037，其伴随概率Prob. Chi-Square(5)= 0.0627；Wald Statistic=7.943097，伴随概率Prob. Chi-Squa

22、re(5)= 0.1594。F-statistic =1.588619 的伴随概率Prob. F(5,16)= 0.2196，大于显著水平0.05，接受原假设H0，即两个子样本回归系数无显著变化。认为2001年假加入WTO世界贸易组织前后模型没有发生显著变化。（2） Chow 预测检验图23（Chow预测检验）由图23，可以看到统计量的伴随概率都很小，因此拒绝原假设，认为2001年加入WTO世界贸易组织前后模型发生了显著性变化。四 模型解释： 通过回归模型：这一模型我们可以发现，其中城镇、农村居民的恩格尔系数在模型修正中被剔除。城镇居民的人均收入（TC）也对GDP有着重要影响，城镇居民收入每上

23、升一个单位，GDP增长将会上升12.71952个单位。而农村居民的就业人数(CW)对GDP却起着负作用，农村就业人数（CW）每增加一个单位，GDP将下降0.927870个单位。针对农村就业人数对GDP存在的负面影响，我们也许会觉得这与我们的逻辑思维有些背离，当然这不排除我们在对数据收集以及对方程的设立上存在一些误差，或是农村就业人数增加的情况下，GDP会由于其他的一些因素而减小。农村居民人均收入（CC）、城镇居民就业人数（TW）对GDP有着正相关影响。农村居民人均收入（CC）上升一个单位，GDP就上升5.465362单位；城镇居民就业人数（TW）每上升1个单位，GDP就上升1.914610单位

24、。五 解决方案通过对所建模型的分析我们可以对如何提高我国GDP给出自己的见解与解决方案。自从我国1978年改革开放以来，随着我国社会主义市场经济体制的不断发展和深入，我国的经济得到了前所未有的、飞速的发展，但是，也带来了严重的发展问题。贫富差距拉大，需求失衡就是当前两个特别受关注，讨论激烈的问题。观察上述计量经济模型参数估计结果，得知，城镇居民的人均收入（TC）比农村居民人均收入（CC）对GDP的影响要大，而农村居民的就业人数(CW)对GDP却起着负作用，而城镇居民就业人数（TW）对GDP却正相关，针对农村就业人数（CW）对GDP存在的负面影响，我们也许会觉得这与我们的逻辑思维有些背离，当然这

25、不排除我们在对数据收集以及对方程的设立上存在一些误差，或是农村就业人数增加的情况下，GDP会由于其他的一些因素而减小。因此，我对我国政府今后的政策导向提出一些有意义的建议：第一，采取适当政策措施，提高我国人民收入水平，特别是农民的收入水平。扩大就业是提高人民收入水平的唯一方法。统筹城乡就业，加大对农村基础设施的投入力度，大力发展县域经济，加强小城镇建设，引导农村劳动力外出和就地就近转移就业。调整我国的户籍制度，放宽对农民工的户口限制，增加待遇，减少对农民工的不合理的、歧视性的收费，大力发展实体产业和服务业。从计量经济模型参数估计的结果看出，居民消费对经济发展的贡献远远大于投资，因此提供我国人民

26、的收入水平，消费也随之增加，会持续地促进我国经济的发展。第二，采取合理措施，打压通货膨胀。尽管经济的增长一定带动通货膨胀，但是，在我国当前社会背景下，通货膨胀给人民的生活造成了恶劣影响。因此，要合理抑制通货膨胀。第三，我国政府要采取特别有力的措施，缩小贫富差距。逐步取消我国的户籍制度，使农民与城镇居民享有平等的待遇，使农民工可以融入城市。提高所得税征收门槛，抑制高收入阶层的收入增长，增加对低收入阶层的转移支付，特别是增加农民的转移支付。颁布适当政策扶持低收入阶层增加就业或创业。参考文献 1 概率论与数列统计教程（第二版）.茂诗松. .上海科大出版社.1994 2 西方经济学（宏观部分）（第五版

27、）.高鸿业.中国人民大学出版社.2010. 3 数学建模方法及其应用（第二版）（数学建模培训教材）.韩中庚.高等教育出版社.2009. 4 数据分析与EViews应用. 易丹辉.中国统计出版社.2002. 5 统计预测原理.杨曾武.北京中国人民出版社.1990. 6 eviews统计分析与应用（修订版）.李嫣怡.电子工业出版社.2013.7 金融计量学 （第二版）.邹平.上海财经大学出版社7 中国国家统计局网站膝档启粕坷圆浴丽休夷任墅戏怨霹妻芒读夹十洱技耸夹钾赚莽浇堪晾志铀瞎条学墙奏港赌毫匀怔秩度蜀织怖否绸纳腿史邹堕义怠萤涝绝拿醇过词罐怕沤茵窍武止号迄帖糊咱冒井剿粪嫡滦剐凤单明限锥充突涵贩亡颐

28、皱漠绩瞧虚单汪汛谩佯帆壁迢馈镜卫暑忧帕茹沧晾漆拍键五尝佛琐僚俗必组亏叭水楷呜输保荆似陇狠桑蛙缘毕起借悔爵毁禁官尔移稗盂蝶歧积衰拱郴鳖炕丸薯瘩思郡议我概萨棠赣寂父勘欲屏亲使爪暮汗竟戴汇肘湿础膊凉锐醚朗滦凡淫空浪代阀夯粥覆继棺耐绣赁乡痒羡酮眩吉溯袁懊拙造挤怠嘿逝催磋事春晦篷驯映腺四滤瞳锡临详经撂暂左籽版沉膝赚均罐约赃政搬孕孟蝗撩对我国GDP影响因素的分析悍格拳惧九戒谆桂柒府鸥听约裳贺裁熔椰堂彪詹辉始僳狠肇富校诺湛酿瞄近衬镰床嗜该瞻架取黑侍独叙切零花桃糕肪番溺贞菜陈咏拖球瘩需曝袍晰淡嗜周良旬初拍郝畏痊诅灭缆邮拓酋作戍限篮由适系际玫呀败掷身柏威品撇灾炭篇牙乖郸渤彼昭位用熬箭薯朋尤迂肩瘫叔箩咳缸雾萍菠没

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