【文章內(nèi)容簡介】 的內(nèi)生總供給效應在美國、日本和韓國的經(jīng)濟發(fā)展歷程中都得到了證明 ,Lawrence and Weinstein 通過對日本、韓國、美國等國家的相關數(shù)據(jù)的計量分析 ,得出進口額與勞動生產(chǎn)率增長之間有正相關的關系 ,并指出進口促進經(jīng)濟增長是通過國際競爭力的加強以及獲得更好的中間產(chǎn)品來實現(xiàn)的。因此 ,進口貿(mào)易對長期總供給的影響 ,在新古典理論看來是靜態(tài)的、外生的 ,但在內(nèi)生增長理論看來是動態(tài)的、內(nèi)生的。 3 產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論 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，也就是一國同時出口和進口同類型的制成品，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)的計算公式為： T=1|XM|/(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口額，并且對 XM 取絕對值。 T 的取值范圍為0 到 1。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論的假設前提是：理論分析基本是從靜態(tài)出發(fā)進行分析的；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。從這些假設前提可以看出，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論的出發(fā)點與其他貿(mào)易理論是相當不同的。 三 、相關實證分析 基于對以上進口貿(mào)易的長期供給效應的理論分析 ,我們嘗試運用 20212021 年的我國進口額和 GDP 年度數(shù)據(jù)進行兩變量之間相關關系的實證檢驗。 一、模型設定與參數(shù)估計 ，收集統(tǒng)計數(shù)據(jù)如下所示： ： Yt=β1+β2Xt+μt 其中， Yt 為國民生產(chǎn)總值， X t 為進出口貿(mào)易總額， μt 為隨機誤差項。 ，使用普通最小二乘法估計模型： 得如下結(jié)果： Yt=+ t Se=（ ） （ ） t=（ ）（ ） R2＝ F= DW= n=8 由回歸式可看出，判定系數(shù)高， t 檢驗和 F 檢驗顯著，模型擬合較好。 由上述估計結(jié)果，按路徑 View/Residual tests/White heteroskedasticity,進入White 檢驗，結(jié)果如下： 由上表可以看出， nR=,由 White 檢驗知，在 α= 下，查表的臨界值 22，所以不拒絕原假設，拒絕備擇假設，表明模型不存在 ?0(2)??nR? 異方差性。 該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本容量為 一個解釋變量的模型、 5%的顯著水平，查 DW 統(tǒng)計表可知， dL＝ ， dU＝ ，模型中 DWdL，顯然模型中有自相關。 為解決自相關問題，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，點擊 OK 得到殘差序列 et。使用 et 進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= et1. 對原模型進行廣義差分，得廣義差分方程： Yt =β1 （ ） +β2(Xt ） +vt,對廣義差分方程進行回歸 得如下結(jié)果： Yt*=+ t* Se=（ ） （ ） t=（ ）（ ） R2＝ F= DW= n=7 由于使用了廣義差分數(shù)據(jù)，樣本容量減少一個，為 7 個。查 5%的顯著水平的 DW 統(tǒng)計表可知， dL＝ ， dU＝ ，模型中 dU DW=4dU,說明在 5%的顯著水平下廣義差分模型中已無自相關，不必再進行迭代。同時可見，可決系數(shù)、 t、 F 統(tǒng)計量也均達到理想水平。 有差分方程式有 β1=。由此最終得到模型為： lnYt=+ t。由該模型可知，進出口貿(mào)易總額每增加 1 億元，平均來說國民生產(chǎn)總值將增加 億元。 四、結(jié)論與政策建議 我國加入世界貿(mào)易組織以來 ,進口總額中初級產(chǎn)品平均占到了 %,而工業(yè)品平均占到了 71%,雜項制品和未分類制品占到了 %。在初級產(chǎn)品中 ,食品、飲料及煙類的進口比重持續(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 ,機械及運輸設備所占比例最高 ,一直保持進口總額的 45%左右。 我國初級產(chǎn)品的進口特別是原料和燃 料的進口比重的增加 ,有利于緩解我國經(jīng)濟發(fā)展的供給瓶頸。我國人口眾多 ,人均資源嚴重不足 ,資源瓶頸成為制約我國經(jīng)濟發(fā)展的一個重要因素 ,增加初級產(chǎn)品進口 ,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。我國工業(yè)制成品的進口比重特別是機械設備的進口比重較高 ,對提高我國相關行業(yè)的技術水平有重要意義。進口技術含量較高的工業(yè)制成品可以降低國內(nèi)自主研發(fā)的成本 ,避免許多重復勞動 ,尤其是通過引進先進的技術設備和產(chǎn)品 ,邊干邊學 ,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 ,推動本國經(jīng)濟的長期增長。同時 ,工業(yè)制成品的進口特別是工業(yè)元器件、零部件的進口可以進一步深化產(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 ,促進潛在總供給能力的擴張。 (一 )重視進口對經(jīng)濟的作用 要對我國的進出口有一個重新的認識 ,要認識到進口對 GDP 的拉動作用 ,保持進口與出口的均衡發(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 ,也要重視進口貿(mào)易規(guī)模增長 ,要以促進經(jīng)濟健康發(fā)展為目標 ,形成雙向?qū)α鞯馁Q(mào)易增長格局 ,充分發(fā)揮進口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的促進作用。 (二 )適度擴大進口 現(xiàn) 在我國的外匯儲備已經(jīng)相當豐富 ,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間的進口量 ,而按照國際通行的比例法計算 ,外匯儲備規(guī)模是一年進口量的 33%是適當?shù)?。因?,如果一味地限制進口需求 ,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。因此 ,我國要適度擴大進口 ,特別是要加強對美國、歐盟等國的進口 ,因為美國和歐盟是我國貿(mào)易順差的主要來源 ,是人民幣升值壓力的主要施加者 ,同時也是對我國提起反傾銷最多的國家 ,所以加大對它們的進口 ,有助于緩解人民幣升值的壓力、減少貿(mào)易摩擦。 (三 )優(yōu)化 進口貿(mào)易結(jié)構(gòu) 積極做好稀缺資源和先進技術的進口 ,從宏觀上調(diào)控進口產(chǎn)品的商品結(jié)構(gòu) ,從而帶動我國產(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口原料予以替代 ,并進行國內(nèi)的戰(zhàn)略儲備。對國內(nèi)支柱產(chǎn)業(yè)和技術落后產(chǎn)業(yè)則可采用進口促進策略 ,著重引進關鍵設備和創(chuàng)新技術在分享國外技術進步和創(chuàng)新成果的基礎上 ,加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整 ,提升進口對經(jīng)濟增長的貢獻度。 (四 )采取一定的扶持政策 在優(yōu)化進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、將進口政策與產(chǎn)業(yè)政策緊密結(jié)合的基礎上 ,政府可以對有利于產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的進口行業(yè)給予一定的扶持政策 ,促進其引進國外 先進技術并加以吸收和創(chuàng)新。要提高我國在國際市場上的進口地位 ,通過建設多元化、規(guī)范化的進口企業(yè) ,并對其監(jiān)管和規(guī)范 ,促進我國進口貿(mào)易的健康、有序發(fā)展。 參考文獻： 1. 龐皓 . 計量經(jīng)濟學 [M].成都：西南財經(jīng)大學出版社， 2021 年 2. 趙衛(wèi)亞 . 計量經(jīng)濟學 [M].上海：上海財經(jīng)大學出版社， 2021 年 3.《中國統(tǒng)計年鑒》 2021 年－ 2021 年 對我國 GDP 影響因素的分析 （研究范圍：城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入、恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)） 【摘要】：運用 19902021 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、ＢＧ自相關檢驗、非正態(tài)檢驗、多重共線性分析、 RESET 檢驗、鄒至莊檢驗等實證分析了城鎮(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)計分析和檢驗方法，擬合出比較優(yōu)良的 GDP 模型，得出19902021 年間我國經(jīng)濟增長的情況。由此來分析所選取的這四個變量對 GDP 的貢獻情況，結(jié)合當前我國宏觀經(jīng)濟形勢，找出目前經(jīng)濟發(fā)展存在的問題，從而找出相應的對策。 【關鍵詞】： GDP 恩格爾系數(shù) 影響因素 回歸分析 一、 引言 改革開放以來，中國經(jīng)濟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)濟總規(guī)模已經(jīng)穩(wěn)居世界第四。 2021 年中國經(jīng)濟增長率更是高達 10%。因此，許多專家學者指出，我國目前的經(jīng)濟形勢是上世紀 90 年代中期以來最好的。由此可見， GDP 作為現(xiàn)代國民經(jīng)濟核算體系的核心指標，它的總量可以反映一個國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(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，投資與消費之間的比例關系及宏觀經(jīng)濟效益，對于經(jīng)濟研究、經(jīng)濟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 GDP 后，它就越來越受到人們的關注 。 GDP 的核算中有許多因素在起著作用，為此，本文對國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP 的影響因素作計量模型的實證分析，以期分析各影響因素對經(jīng)濟增長的貢獻情況，結(jié)合我國當前的宏觀經(jīng)濟形勢，對國家宏觀經(jīng)濟政策提出一點自己的看法。 二、建模分析 數(shù)據(jù)收集 從《中國統(tǒng)計年鑒》得到我國 19902021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)計數(shù)據(jù)，如表 1 所示。 數(shù)據(jù)收集（數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站 基于全國范圍內(nèi)各年年末的數(shù)據(jù)統(tǒng) 計，樣本數(shù)據(jù)如下： 數(shù)據(jù)匯總整理，其中： nian fen：年份， gdp：國內(nèi)生產(chǎn)總值， tine：城鎮(zhèn)居民人均收入， cine：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： 對 GDP 影響因素的分析過程 利用 和我國 19902021 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、ＢＧ 自相關檢驗、非正態(tài)檢驗、多重共線性分析、 RESET 檢驗、鄒至莊檢驗等實證分析了城鎮(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。 （ 1） OLS 回歸結(jié)果如下： 圖 1 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)度大于 ，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 ，其中 TENGR 和 TWORK 的 P值均大于 ，最不為顯著，此時不能拒絕 TENGR 和 TWORK 為 0 的零假設。 因此，去掉 TENGR 和 TWORK 后重新進行 OLS 回歸，回歸結(jié)果如下： 由上表回歸結(jié)果可知： CINCOME 的 P 值仍大于 ，不能拒絕 CINCOME 為 0 的零假設，因此把 CINCOME 從原模型中剔除，再次對剩下的變量進行 OLS 回歸，回歸結(jié)果如下： 圖 3 由上述回歸結(jié)果可知：數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度值均大于 ，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： GDP=+*CENGR *CWORK + *TINCOME (2) 懷特異方差檢驗 對上述的回歸模型進行懷特異方差檢驗，檢驗結(jié)果如下： 圖 4 由上表懷特異方差檢驗結(jié)果可知Ｐ值大于０ .１，不能拒絕不存在異方差的零假設，因此不存在異方差。 （ 3）ＢＧ自相關檢驗 對回歸模型進行ＢＧ自相關檢驗，結(jié)果如下： 圖 5 由上述檢驗結(jié)果可知 P 值小于 ，能夠拒絕不存在自相關的零假設，因此，回歸模型的誤差項間存在自相關。 圖 6 添加 AR(1)后進行 BG 檢驗 ,結(jié)果如下 : 圖 7 （ 4）非正態(tài)檢驗 對擾動項進行非正態(tài)檢驗，檢驗結(jié)果如下： 圖 8 由上述結(jié)果可知， P 值為 大于 ，即在 5%的顯著性水平下不能拒絕正態(tài)性零假設，所以擾動項服從正態(tài)分布 。 （ 5）多重共線性分析 對回歸模型各自變量進行多重共線性，分析結(jié)果如下： 圖 9 由上述檢驗結(jié)果可知，三個自變量之間存在一定的相關性，但是剔除 cine、 tengr 和 twork之后的回歸模型中，這三個參數(shù)都是顯著的，在顯著的情況下，可以忽略多重共線性。 （ 6） RESET 檢驗 對回歸方程進行線性檢驗，檢驗結(jié)果如下： 由檢驗結(jié)果可知，不能拒絕回歸函數(shù)是線性的零假設，即回歸方程不存在明顯的非線性。 （ 7）鄒至莊檢驗 對回歸模型進行鄒至莊檢驗，檢驗結(jié)果如下： 圖 11 由上述的 P 值為 可知，不能夠拒 絕數(shù)據(jù)不存在斷點即參數(shù)是穩(wěn)定的零假設，所以該回歸方程參數(shù)隨時間的變化是穩(wěn)定的。 由上述檢驗過程可知，多元線性回歸方程： GDP=+*CENGR *CWORK + *TINCOME 均能通過。 模型解釋： 通過 GDP=+*CENGR *CWORK + *TINCOME 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，當農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)每增加一個百分比 的時候， GDP 會增長 個單位。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百分比， GDP 增長將會上升 個單位。而農(nóng)村居民的就業(yè)人數(shù)對 GDP 卻起著負作用，農(nóng)村就業(yè)人數(shù)每增加一個百分