我国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系之研究10053.docx
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1、 我国经经济增长与经经济结构、财财政收入、居居民收入关系系之研究 基于面面版模型的实实证分析【摘要】本文基基于19955年至20008年全国各各地区经济发发展的有关数数据,以需求求为导向建立立了中国东、中中、西部经济济增长与财政收入、第二产业增增加值、第三产业增增加值、居民收入等诸诸要素关系的的面版模型,分析和评价价了诸影响因因素间的关系系及其对中国国经济增长和居民收收入的影响。通通过预测和分分析,提出促进经经济增长和增增加居民收入入的建议。【关键词】 经济增长 数据匹配 协整 面版版模型 一、 引言改革开放以来,我国经济总量和财政收入显著增长、经济结构不断调整,城镇人均可支配收入、农民人均纯
2、收入相应增长,人民生活水平不断提高。但是进入21世纪特别是受2008年国际金融危机影响,我国经济增长与财政收入增加、经济结构的调整优化、居民收入的提高之间的不协调发展现象逐渐显现。如何在保证经济增长的同时,实现财政收入稳步增加、加快调整经济结构、增加居民收入,是摆在我们面前的严峻课题,研究我国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系,对我国地区经济增长和优化经济结构、增加财政收入、居民收入都具有重大意义。二、主要经济指指标统计数据据的匹配度(一)全国GDDP与地区GGDP加总数数据的匹配度度按照我国目前的的核算制度,国国家GDP和地区GDDP是分别核核算的,我国各地区区GDP之高高与全国核算
3、GDP数据由由来已久,2004年年高出差率达达19.3%,经济普查查数据校验修修正后降至44.8%,随后差率逐逐年攀升,22008年差差率8.8%,2009年上半年接接近10%。究其差异原因主要要有三个方面面:一是地区区间存在重复复统计的因素素,母公司和子子公司有可能能将跨地区生生产经营活动动同时统计在在本地区,造造成重复统计计;二是国家家和地区使用用的基础资料料不一致的因因素,由于我国各各地区经济差差异较大,针针对基础资料料的缺口,很很难制定全国国统一的推算算标准,全国国统一的服务务业调查制度度的缺失也导致各地区区服务统计状状况差异较大大,近年来服服务业发展迅迅速,差异直直接传导到GGDP上
4、;三三是外部环境境的影响,出出于考核过关关或政绩需要要,存在少数数地区高估GGDP的可能能性。受以上上三个主要因因素的影响,全国GDP和各地区加总的GDP差异无法避免。在分析地区经济增长与有关统计数据的关系时,应使用地区层面的统计数据,才能保证数据的匹配度。从长期看,随着国家GDP核算制度改革力度的加大,全国核算GDP和各地区加总的GDP差异将从根本上得到解决。(二)我国经济济增长、经济济结构、财政政收入、居民民收入等统计计数据的匹配配度反映我国经济增增长的核心指指标GDP,一一般在计算时时要扣除价格格因素计算实际际增长率,而而反映经济结结构变动的一一、二、三次次产业增加值值占GDP的的比重一
5、般是是按照当年价价格计算的,财政收入数据来源于财政部门,居民收入目前多使用城镇居民人均可支配收入和农村人均纯收入来分别代表城镇和农村人均收入。因此,这四类指标间基于数据是否扣除价格指数因素、数据来源渠道的不一致等因素影响、在分析经济增长与其余三指标之间的关系时,还要考虑通货膨胀、会计制度改革带来财政收入统计口径的变化等因素,才能实现统计数据的匹配。 三、基于面板模模型分析财政政收入、经济济结构与居民民收入对经济济增长的影响响(一)变量的选选取根据大赛组委会会提供的统计计数据和研究究对象,本文通过选选取19955年20088年31个地地区的gdpp(利用地区生生产总值指数数对生产总值值进行指数缩
6、缩减)、财政政收入、第二二产业增加值值、第三产业业增加值和城城镇居民收入入构建面板数数据(考虑到地区区农村人均纯纯收入资料的的缺失,以及及城镇居民可可支配收入与与居民收入的的高度关联性性,用城镇居居民人均可支支配收入代表表居民收入),分析各省ggdp与其他他指标的关系系。本文中数据均自于大大赛组委会提提供的统计数数据和历年中国统计年年鉴。(二)变量的相相关检验1. 建立堆砌砌数据的模型型,通过建立立辅助回归方方程说明模型型存在多重共共线性,故在在建面板数据据模型之前要要对指标进行行处理。由于财政收入、居居民收入、第第二产业增加加值、第三产产业增加值之之间具有高度度相关性,故故需在建模前前对其进
7、行处处理,为充分分保留原始变变量的信息,对对财政收入、居居民收入、第第二产业增加加值、第三产产业增加值提提取主成份(提提取四个主成成份),以达达到消除多重重共线性的目目的。得到的主成份得得分如下表所示。IDF1F2F3F4北京-1995511.193996.3758-3.955110.5098北京-1996611.5996.541-3.889660.583北京-1997711.866226.6154-3.817770.6339北京-1998812.155556.7187-3.717550.6746北京-1999912.393666.8138-3.638550.6756北京-2000012.69
8、9116.9114-3.623660.6722北京-2001113.045557.0239-3.546110.6592北京-2002213.307227.0896-3.515110.7018北京-2003313.373117.2188-3.471770.6683新疆-2002211.1596.493-3.954440.489新疆-2003311.186996.559-3.887220.4355新疆-2004411.637226.4794-4.006550.38新疆-2005511.942556.4699-4.072550.3473新疆-2006612.271996.4967-4.137880.
9、2525新疆-2007712.444116.598-4.248990.3364新疆-2008812.8386.653-4.2450.2879其中:F1=0.57752*X11+0.60054*X22+0.53350*X33+0.12284*X44F2=0.l1173*X11-0.42227*X22+0.07794*X33+0.88860*X44F3=0.64462*X11-0.61195*X22+0.11100*X33-0.10098*X44F4=-0.44707*xx1-0.22664*XX2+0.88339*XX3-0.11098*XX4各主成份之间互互不相关,消消除了多重共共线性的影响响
10、。现经济增长为为被解释变量量,以各主成成份为解释变变量,通过Eviewss5.0软件对面板序序列进行序列列单位根检验验,结果如下下表所示: 原序列的面板板单位根检验验结果MethodStatistticProb.*Cross-ssectioonsObsNull: UUnit rroot (assummes coommon unit root proceess)Levin, Lin & Chu t*41.926661.000001501840Breitunng t-sstat-12.114410.000001501690Null: UUnit rroot (assummes inndividdu
11、al uunit rroot pprocesss)Im, Pessaran and SShin WW-statt44.074401.000001501840ADF - FFisherr Chi-squarre80.894401.000001501840PP - Fiisher Chi-ssquaree60.186651.000001501950Null: NNo uniit rooot (asssumess commmon unnit rooot prrocesss)Hadri ZZ-statt31.386610.000001502100由面板单位根检检验结果可知知面板序列存存在单位根,需需要
12、进一步进进行检验。原序列的面板单单位根检验结结果MethodStatistticProb.*Cross-ssectioonsObsNull: UUnit rroot (assummes coommon unit root proceess)Levin, Lin & Chu t*-4.9013370.000001501690Breitunng t-sstat-12.473360.000001501540Null: UUnit rroot (assummes inndividdual uunit rroot pprocesss)Im, Pessaran and SShin WW-statt-0.8
13、438810.199441501690ADF - FFisherr Chi-squarre563.43300.000001501690PP - Fiisher Chi-ssquaree847.24470.000001501800Null: NNo uniit rooot (asssumess commmon unnit rooot prrocesss)Hadri ZZ-statt24.452230.000001501950经一阶差分后面面板序列达到到平稳,且均均为同阶平稳稳,满足建立立动态面板模模型的条件。(三)模型形式式的检验根据相关计量检检验方法来判判断样本数据据符合的模型型形式,构造造相
14、应的统计计量如下: 其中,为假定斜斜率和截距系系数非齐性条条件下残差平平方和;为假假定斜率系数数齐性、截距距非齐性条件件下残差平方方和;为假定定斜率和截距距系数齐性条条件下残差平平方和;为截截面单位数;为外生变量量个数;为时时期总数,利利用软件得出出相关指标并并计算如下表表所示。模型形式检验检验名称检验内容统计量临界值系数类型检验固定截距、固定定斜率系数模模型F1=32.888183.65固定截距、变斜斜率系数模型型F2=176.34712.28在零假设下,统统计量都拒绝绝原假设,故故该样本应拟拟合固定效应应变系数模型型。(四)基于个体体差异的变截截距变系数面面板模型1.个体固定效效应模型的建
15、建立为分析全国不同同地区的财政政收入、居民民收入和经济济结构对经济济增长的作用用有无差异,建建立个体固定定效应模型变变截距变系数数面板模型。模模型的估计结结果如下表所示:变量参数估计标准差T统计量伴随概率C1.18615590.073266216.1906660.0000北京-F1北北京0.56400020.019155729.4407790.0000北京-F2北北京-0.12522190.0726666-1.72322170.0860北京-F3北北京-0.16100590.0498444-3.231330.0014北京-F4北北京0.13357760.05826622.29269910.02
16、26新疆-F1新新疆0.47609920.036211313.1470.0000新疆-F2新新疆-0.10511910.1434009-0.73355030.4639新疆-F3新新疆-0.41977120.0849119-4.94244960.0000新疆-F4新新疆-0.09366460.1831333-0.51133540.6095新疆-C-0.1212203整个面板模型的的显著性较高高,且大部分分变量均通过过显著性检验验。根据主成成份和原始变变量之间的代代数关系,可可以还原原始始变量的系数数,将个体差差异的方程及及其系数整理理如下:区域cx1x2x3x4北京0.97910.13570.4
17、5850.38540.0163天津0.86680.00690.55910.39870.0124河北0.80740.00120.66680.17930.1343青海1.1151-0.085880.65770.27590.0389宁夏1.13980.02430.55380.30620.0400新疆1.06490.02840.61760.12200.1594由模型参数系数数的对比可初初步判断各区区域的财政收收入、居民收收入和经济结结构对经济增增长均具有一一定的促进作作用但作用大大小不同,进进而借助对应分析析来说明各区区域的差异及及相似之处。2.各区域与经经济变量的对对应分析由各区域定义的的属性变量和
18、和四个解释变变量的系数对对应构成一组组对应分析的的数据,通过过对应分析来来判断各区域域的典型特点点及区域之间间的相近程度度。对应分析析图如下所示示:由对应分析图可可以得出以下下结论:(1)聚合了北北京和财政收收入财政收入在一定定程度上反映映了政府对辖辖区经济的政政策调控能力力,若财政收收入对经济增增长的促进作作用较大,说说明财政收入入的作用得以以发挥,其与与经济发展的的关系越协调调,对经济增增长的促进作作用越大。由该对对应分析可知知,北京等地区的财政政收入与经济济发展的匹配配程度较高。(2)聚合了河河南、宁夏、天天津等地区和和三产增加值值三产在经济发展展中具有一定定的先导性和和基础性,其其对于
19、促进经经济增长、带带动就业、调调整经济结构构等方面都有有至关重要的的作用。河南南、宁夏、天天津等地区的三产在在其经济发展展中发挥的作作用较为接近近,三产发挥了比比较重要的作作用。(3)聚合了广广东、内蒙古古、湖南、河河北等地区和和二产增加值值二产是国民经济济的主体,随随着我国各地地区经济增长水平的差差异性增强和各地区区产业发展的的差异程度逐逐步加大,各各地区不同产产业对经济增增长影响的程程度不同。其其中以第二产产业发展为主主导的区域,二产对经济增长的作用就较大,据此分析得出广东、湖南、河北和内蒙等各地区二产发挥作用类同,二产对经济增长的影响力较为相近。(4)聚合了甘甘肃、新疆、西西藏、广西、安
20、安徽等地区和和居民收入居民收入是反映映经济增长水水平的关键指指标,甘肃、新新疆、西藏、广广西等这些省省份属于西部部地区,其居居民收入水平平相对较低,由由相关的参数数系数可知这这些地区的居居民收入对经经济增长的促促进作用较弱弱,有待进一一步提高。3.基于时点差差异的变截距距变系数面板板模型(1)时点固定定效应模型为分析随着时间间的变化,财财政收入、居居民收入和经经济结构对经经济增长的作作用所表现的的特征,建立立时点固定效效应的变截距距变系数模型型,模型估计计结果如表所所示:变量参数估计标准差T统计量伴随概率C0.130433321.2931130.0000 F1?-19995-0.0648876
21、45220.0051222102.90990.0000 F2?-199950.26589917160.026855-8.26366920.0000 F3?-199950.79794409340.0525111-0.76444890.4451 F4?-19995-0.182440575330.07122219.0582880.0000 F1?-20008-0.007555675220.005622696.1054440.0000 F2?-200080.48179949860.0449886-6.97044150.0000 F3?-200080.51416684110.0672002-2.5894
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