1、國民收入的影響因素的分析摘要：國民收入，作為一國經(jīng)濟發(fā)展的重要指標(biāo)，對經(jīng)濟的增長，企業(yè)的投資，以及居民的日常消費有著密切影響。本文是根據(jù)我國國民收入的歷史和發(fā)展，從計量經(jīng)濟學(xué)的角度分析國民收入的影響因素，利用19782009年時間序列數(shù)據(jù)，研究了消費、投資、政府購買、以及出口與國民收入之間的關(guān)系，并對其進行了檢驗。關(guān)鍵詞：國民收入 消費 投資 政府購買 出口 影響因素引 言自從改革開放以來，我國的國民收入從1978年的3645.2億元到如今的343464.7億元，短短的32年時間里，國民收入將近增加了100倍，極大程度地促進了投資、消費與進出口史無前例的增長，而這一現(xiàn)象，無論是在中國歷史上，還

2、是在同期發(fā)達國家的發(fā)展進度上，都是屈指可數(shù)的。為此，我組同學(xué)在根據(jù)宏觀經(jīng)濟理論的基礎(chǔ)上，運用計量經(jīng)濟學(xué)的原理，并利用19782009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對國民收入的理論及其內(nèi)部的影響因素進行實證分析。一、 模型的設(shè)計1.變量和數(shù)據(jù)支出法下的國民收入核算：該核算方法表示為通過核算在一定時期內(nèi)整個社會購買最終產(chǎn)品的總支出，即最終產(chǎn)品的總賣價。那么，誰又會是最終產(chǎn)品的購買者呢？這只要看誰是產(chǎn)品和勞務(wù)的使用者。在現(xiàn)實生活中，產(chǎn)品和勞務(wù)的最后使用，除了居民消費，還有企業(yè)投資、政府購買及出口。因此用支出發(fā)核算國民收入，就是核算經(jīng)濟社會（指一個國家或地區(qū)）在一定時期內(nèi)消費、投資、政府購買、以及出口這幾方面的支出的

3、總和。（一）消費支出。包括購買耐用消費品（如汽車，電視機，洗衣機等）、非消費品（如食物、衣服）和勞務(wù)（如旅游、醫(yī)療、美容等）的支出。（二）投資支出。指增加或更換資本資產(chǎn)，包括固定資產(chǎn)投資（如新廠房、新設(shè)備、新商業(yè)街用房以及新住宅的增加）和存貨投資（即企業(yè)掌握的存貨價值）兩大類。（三）政府購買支出。就是各級政府購買物品和勞務(wù)的支出，如政府花錢設(shè)立法院，提供國防，建筑道路，開辦學(xué)校等方面支出。（四）凈出口。用X表示出口，M表示進口，則凈出口表示為（X-M）。進口應(yīng)從本國總購買中減去，一位進口表示收入流到國外，不是用于購買本國產(chǎn)品的支出；出口則應(yīng)加進本國總購買量之中，因為出口表示收入從國外流入，是用

4、于購買本國產(chǎn)品的支出。因此只有凈出口才能計入總支出。2.模型構(gòu)建由經(jīng)濟原理，從支出角度我們可獲得第一個模型，即四部門下的經(jīng)濟收入（Y）構(gòu)成包括消費（C）、投資（I）、政府購買（G）、出口（X）與進口（M），式子即：Y=C+I+G+（X-M）在現(xiàn)實生活的規(guī)律中，我們還可以知道，影響消費因素的，除了會拿當(dāng)期收入用于當(dāng)期消費，還會以銀行卡透支的形式將后期獲得的收入提前消費，此外，對于一些擅長投資的人來說，當(dāng)期的消費可能還包括上期投資而獲得的收益。由此可獲得第二個模型，即Ct=a0+a1Yt+a2Yt+1+a3It-1+ U1t對于投資，人們只能拿當(dāng)期的收入用于投資。由此模型可記為It=b0+b1Yt

5、+ U2t3.模型識別由于上述建立的模型，可以看出變量間存在相互依賴、相互交錯的因果關(guān)系，因此需將上述3個模型聯(lián)立，得聯(lián)立方程模型，如下： Y=Ct+It+Gt+（Xt-Mt） （1）Ct=a0+a1Yt+ a2Yt+1+a3It-1+U1t （2）It=b0+b1Yt+ U2t （3）其中內(nèi)生變量有Yt，Ct，It；外生變量有Gt，Xt，Mt；先決變量有Gt，Xt，Mt，Yt+1，It-1。移項得： - Ct - It + Yt - Gt - Xt+Mt =0 （4） - a0+ Ct - a1 Yt - a2Yt+1- a3 It-1= U1t （5） - b0+ It - b1Yt =

6、U2t （6）從參數(shù)的矩陣表達式出發(fā)，即BY+RX=N，得:-1 -1 1 Ct 0 -1 -1 1 0 0 Gt 0 （7）1 0 - a1 It + - a0 0 0 0 - a2 - a3 Xt = U1t （8）0 1 - b1 Yt - b0 0 0 0 0 0 Mt U2t （9）內(nèi)生變量數(shù)量G=3，先決變量數(shù)量K=7對于第一個方程，Yt=Ct+It+Gt+（Xt-Mt），可知該方程為恒等式，因此不存在識別。對于第二個方程，可得矩陣(BoRo)1= -1 -1 -1 1 1 0 0 0 ，R(BoRo)2=2，G2=2，K2=3因為R(BoRo)2=2 =G -1=2，所以該方程可

7、識別，又因為K K2=4 >G2-1=1，所以該方程為過度識別。對于第三個方程，可得矩陣(BoRo)2= -1 -1 -1 1 0 0 1 0 0 0 -a2 -a3 ，R(BoRo)3=2，G3=2，K3=1，因為R(BoRo)3=2 =G-1=2，所以該方程可識別，又因為K K3=6 >G3 -1=1，所以該方程為過度識別。綜上所述，此聯(lián)立的方程模型為可識別。二、樣本數(shù)據(jù)的搜集為了能讓我們更好地分析模型，為此我組同學(xué)搜集了19782009年間的上述變量的數(shù)據(jù)如下表：表1 國民收入模型數(shù)據(jù)表年份收入Y消費C投資I政府購買G進口M出口X19783645.22239.1274.111

8、32502819794062.62633.7282.9114615412119804545.63007.9378.7115920119219814889.53361.5353117523120919825330.53714.8403.7121223418319835985.64126.4493.2136623320319847243.84846.3755.5164227426019859040.75986.31050.42004287400198610274.46821.81330.62122324407198712050.67804.620472199414410198815036.8983

9、9.52840.32357498525198917000.911164.23172.72664551561199018718.312090.53690.82937651506199121826.214091.94585.33149754605199226937.317203.36251348389176519933526021899.99012.14348962987199448108.529242.213648.3521812691097199559810.536748.216820.3624215601242199670142.543919.518816740715841318199778

10、060.848140.621269.2865119171351199883024.351588.221561.1987519331336199988479.255636.921398.31144420511578200098000.56151623089.513395262321332001108068.266878.324803.916386280123202002119095.771691.228501.51890334262812200313517477449.536009.521715461239322004159586.787032.946198.826355561459342005

11、185808.696918.357241.331649660176202006217522.7107356.970792.839373792096902007267763.7145826.670633.1513049150118502008316228.8157184.976505.98253811331142852009343464.7180017.668691.1947561005612017三、模型的檢驗(一)、方程2：Ct=a(0)+a1 Yt + a2 Yt +1+a3It-1+U1t對該模型回歸得：在a=0.05條件下，前期投資收入I-1與后期收入提前消費Y1的統(tǒng)計檢驗不顯著（t=

12、2.04227），因此可以判斷該模型有問題。而對于此問題產(chǎn)生的原因有很多，可能是因為模型中存在著異方差，或是在構(gòu)建模型的過程中因為人為的因素而忽略了一些變量的引入，產(chǎn)生了序列相關(guān)，亦或是因為變量本身存在模糊的界定，變量無意間地引入導(dǎo)致了多重共線性的存在，當(dāng)然相關(guān)的其他因素可能還包括虛擬變量等。為此，我們必須對模型進行逐個排解。1.異方差檢驗：戈德菲爾德匡特檢驗步驟一：對樣本按照自變量“Y”的大小進行排序步驟二：對前15個樣本和后15個樣本分別作回歸：由此可得：SSR1=73494.95，Df1=10由此又可得：SSR2=1.86*108，Df2=10F=（SSR2/ Df2）/（SSR1/ D

13、f1）=2530.786，對于a=0.05，F(xiàn)o.o5(10，10)=2.98顯然F> Fo.o5(10，10),所以拒絕同方差，認(rèn)為存在異方差。2. 序列相關(guān)檢驗：DW檢驗對消除異方差后的模型進行回歸，即LOG(Ct)=c0+c1LOG(Yt)+ c3LOG(It-1)+g1t由此可得：當(dāng)顯著性水平a=0.05，n=30.，k=3時，查表得Dl=1.28，Du=1.57，而上圖中DW=0.73，因此可判定為存在一階正自相關(guān)。3. 多重共線性檢驗：相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗 由此可得：B1與E1的相關(guān)系數(shù)高達0.985351，所以 B1與E1存在多重共線性。虛擬變量。經(jīng)異方差，序列相關(guān)以及多重共線

14、性處理后，得出在影響消費C的因素中，最主要的是收入Y。在方程（2）的基礎(chǔ)上，根據(jù)上述的初步定量檢驗，可構(gòu)建新模型為A1 =d0+d1 B 1+W1t。在現(xiàn)實的生活，除了上述的定量因素外，影響消費的還有定性的因素，如社會是否就業(yè)。因此我們可以引入虛擬變量D1: D1 = 1 充分就業(yè) 0 未充分就業(yè)從而收入用于消費的模型可設(shè)定為 A1 =d0+d1 B1+m*D1t+V1t，其中A1=A-0.635A(-1)，B1=B-0.635B(-1)，A=LOG（C），B=LOG(Y)。（二）方程3：It=b0+b1Y+b2Yt+1+U2t1.用OLS法對模型回歸：2.多重共線性檢驗：相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗由圖

15、看到,Y,Yt+1的相關(guān)系數(shù)均小于0.8,所以我們判斷方程變量之間不存在多重共線性.3.異方差檢驗: 戈德菲爾德匡特檢驗步驟二：對前15個樣本和后15個樣本分別作回歸：步驟一：對樣本按照自變量“Y”的大小進行排序：由此可得：殘差平方和SSR1=336001, df1=9由此又可得：殘差平方和SSR2=1.14*1010+8, df2=9最后,計算得F= (SSR2/ df2)/( SSR1/ df1)=33928.4705,對于a=0.05,F0.05(9.9)=3.18顯然F> F0.05(9.9),所以,拒絕同方差假設(shè),認(rèn)為存在異方差.4.序列相關(guān)性檢驗:DW檢驗DW=1.986,當(dāng)

16、顯著性水平=0.05,n=32,k=3時,查表得:dl=1.31,du=1.57.因為du=1.57DW=1.9864- du=2.43,所以模型不存在自相關(guān).虛擬變量：同樣地，經(jīng)異方差和序列相關(guān)處理后，得出在影響投資的因素中，最主要的還是收入Y。在方程（3）的基礎(chǔ)上，根據(jù)上述的檢驗，可確立新模型為：It=e0+e1Yt+ U2t。在現(xiàn)實的生活，除了上述的定量因素外，影響投資的還有定性的因素，如國家政策的出臺是否有利于企業(yè)投資。因此我們可以引入虛擬變量D2: D2 = 1 有利于投資 0 不利于投資It=e0+e1Yt+n*D2t+ V2t（三）聯(lián)立方程模型回歸通過從定性與定量，從全方面對兩個

17、方程進行模型分析，得最終聯(lián)立模型方程：Yt=Ct+It+Gt+（Xt-Mt）A1 =d0+d1 B1 +m*D1t+V1t It=e0+e1Yt+n*D2t+ V2t其中A1=A-0.635A(-1)，B1=B-0.635B(-1)，A=LOG（C），B=LOG(Y)， D1 = 1 充分就業(yè) D1 = 1 有利于投資 0 未充分就業(yè) ， 0 不利于投資用gdp表示收入Y，inv表示投資I，cons表示消費C。回歸后模型為:備注：通過各類檢驗及變換，雖然模型在形式上有了新的變化，但在模型方程的本質(zhì)上并無區(qū)別，分別還是表達了定量因素的收入與定性因素的政策對消費及投資的影響，此外，就聯(lián)立方程模型的

18、估計的過程中，所運用的2SLS估計法能做到上述的問題檢驗與消除，因此在聯(lián)立方程模型的回歸中可通過直接輸入來建立等式關(guān)系，但在方程的輸出過程中，為方便模型對經(jīng)濟的解釋，將用輸入的形式來表示方程。方程一：Ct=20425.61+0.4458Yt 16173.34D1t D1 = 1 充分就業(yè) t 3.06 15.55 -2.529 0 未充分就業(yè) R=0.989 _ R=0.988模型解釋：1） 常數(shù)項的值表明人們的基礎(chǔ)消費是20425.61，且當(dāng)其他條件不變的前提下，收入每增加1個單位，用于消費的支出將增加0.4458個單位。2） 該模型的擬合優(yōu)度及校正的擬合優(yōu)度值較大，表明該模型的自變量對應(yīng)變

19、量的解釋能力較強，且無需再增加其它變量。3） 該模型的常數(shù)項與自變量收入及虛擬變量的t值的絕對值均大于臨界狀態(tài)的t值，表明該常數(shù)項、收入及是就業(yè)與否對消費額的大小均顯著。方程二：It= -2193.11+0.2285*Yt+7031.563*D2t D2= 1 有利于投資 t -1.27 14.81 1.93 0 不利于投資 R=0.956 _ R =0.953模型解釋：1） 常數(shù)項的值為-2193.11，可以理解為人們在沒有收入來源的時候，會將先前投資的部分這換成貨幣來購買生活必需品，至于其對應(yīng)的t值不顯著，可認(rèn)為此類事件所發(fā)生的幾率很小。2)從模型的擬合優(yōu)度及校正的擬合優(yōu)度值來看，兩者值已

20、較大，且相差不大，則表明該模型的自變量對應(yīng)變量的解釋能力較強，無需再引入新的變量。3）模型自變量收入的t值遠(yuǎn)大于臨界狀態(tài)的t值，表明收入顯著性成立，即在其他條件不變時，收入每增加1個單位，用于投資支出的有0.2285個單位4）將虛擬變量的t值與顯著性的臨界t值相較，虛擬變量的t值雖小于臨界t值，但兩者的差距不大，表明該虛擬變量的存在，即政策對投資的偏向，著實對投資起了一定的作用。四、模型預(yù)測及對增加我國國民收入的建議根據(jù)對2010年我國全年的收入預(yù)測，估計年收入為369450.095億元，可對2010年的消費及投資的預(yù)測分別為185126.462億元與89257.8億元。1.走新型工業(yè)化道路。新型工業(yè)化道路是在新的歷史條件下體現(xiàn)時代特點、符合我國國情的工業(yè)化道路。其主要特征是以信息化帶動工業(yè)化。2.第三產(chǎn)業(yè)已成為21世紀(jì)的新興產(chǎn)業(yè)，鑒于我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀和面臨的挑戰(zhàn)及機遇，今后相當(dāng)長一段時間，把大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)作為我國經(jīng)濟發(fā)展的重大戰(zhàn)略。從國際比較來看，我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展還存在一是起點低，二是發(fā)展相對較慢的特點。3.在國際服務(wù)貿(mào)易中，運輸和旅游服務(wù)占很大比重。近年來，