我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究.docx
- 文档编号:25032884
- 上传时间:2023-06-04
- 格式:DOCX
- 页数:24
- 大小:125.29KB
我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究.docx
《我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究.docx(24页珍藏版)》请在冰豆网上搜索。
我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究
我国经济增长与经济结构、财政收入、居民收入关系之研究
───基于面版模型的实证分析
【摘要】本文基于1995年至2008年全国各地区经济发展的有关数据,以需求为导向建立了中国东、中、西部经济增长与财政收入、第二产业增加值、第三产业增加值、居民收入等诸要素关系的面版模型,分析和评价了诸影响因素间的关系及其对中国经济增长和居民收入的影响。
通过预测和分析,提出促进经济增长和增加居民收入的建议。
【关键词】经济增长数据匹配协整面版模型
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、主要经济指标统计数据的匹配度
(一)全国GDP与地区GDP加总数据的匹配度
按照我国目前的核算制度,国家GDP和地区GDP是分别核算的,我国各地区GDP之高与全国核算GDP数据由来已久,2004年高出差率达19.3%,经济普查数据校验修正后降至4.8%,随后差率逐年攀升,2008年差率8.8%,2009年上半年接近10%。
究其差异原因主要有三个方面:
一是地区间存在重复统计的因素,母公司和子公司有可能将跨地区生产经营活动同时统计在本地区,造成重复统计;二是国家和地区使用的基础资料不一致的因素,由于我国各地区经济差异较大,针对基础资料的缺口,很难制定全国统一的推算标准,全国统一的服务业调查制度的缺失也导致各地区服务统计状况差异较大,近年来服务业发展迅速,差异直接传导到GDP上;三是外部环境的影响,出于考核过关或政绩需要,存在少数地区高估GDP的可能性。
受以上三个主要因素的影响,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)我国经济增长、经济结构、财政收入、居民收入等统计数据的匹配度
反映我国经济增长的核心指标GDP,一般在计算时要扣除价格因素计算实际增长率,而反映经济结构变动的一、二、三次产业增加值占GDP的比重一般是按照当年价格计算的,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、基于面板模型分析财政收入、经济结构与居民收入对经济增长的影响
(一)变量的选取
根据大赛组委会提供的统计数据和研究对象,本文通过选取1995年——2008年31个地区的gdp(利用地区生产总值指数对生产总值进行指数缩减)、财政收入、第二产业增加值、第三产业增加值和城镇居民收入构建面板数据(考虑到地区农村人均纯收入资料的缺失,以及城镇居民可支配收入与居民收入的高度关联性,用城镇居民人均可支配收入代表居民收入),分析各省gdp与其他指标的关系。
本文中数据均自于大赛组委会提供的统计数据和历年《中国统计年鉴》。
(二)变量的相关检验
1.建立堆砌数据的模型,通过建立辅助回归方程说明模型存在多重共线性,故在建面板数据模型之前要对指标进行处理。
由于财政收入、居民收入、第二产业增加值、第三产业增加值之间具有高度相关性,故需在建模前对其进行处理,为充分保留原始变量的信息,对财政收入、居民收入、第二产业增加值、第三产业增加值提取主成份(提取四个主成份),以达到消除多重共线性的目的。
得到的主成份得分如下表所示。
ID
F1
F2
F3
F4
北京-1995
11.1939
6.3758
-3.9551
0.5098
北京-1996
11.599
6.541
-3.8896
0.583
北京-1997
11.8662
6.6154
-3.8177
0.6339
北京-1998
12.1555
6.7187
-3.7175
0.6746
北京-1999
12.3936
6.8138
-3.6385
0.6756
北京-2000
12.6991
6.9114
-3.6236
0.6722
北京-2001
13.0455
7.0239
-3.5461
0.6592
北京-2002
13.3072
7.0896
-3.5151
0.7018
北京-2003
13.3731
7.2188
-3.4717
0.6683
……
……
……
……
……
新疆-2002
11.159
6.493
-3.9544
0.489
新疆-2003
11.1869
6.559
-3.8872
0.4355
新疆-2004
11.6372
6.4794
-4.0065
0.38
新疆-2005
11.9425
6.4699
-4.0725
0.3473
新疆-2006
12.2719
6.4967
-4.1378
0.2525
新疆-2007
12.4441
6.598
-4.2489
0.3364
新疆-2008
12.838
6.653
-4.245
0.2879
其中:
F1=0.5752*X1+0.6054*X2+0.5350*X3+0.1284*X4
F2=0.l173*X1-0.4227*X2+0.0794*X3+0.8860*X4
F3=0.6462*X1-0.6195*X2+0.1100*X3-0.1098*X4
F4=-0.4707*x1-0.2664*X2+0.8339*X3-0.1098*X4
各主成份之间互不相关,消除了多重共线性的影响。
现经济增长为被解释变量,以各主成份为解释变量,通过Eviews5.0软件对面板序列进行序列单位根检验,结果如下表所示:
原序列的面板单位根检验结果
Method
Statistic
Prob.**
Cross-sections
Obs
Null:
Unitroot(assumescommonunitrootprocess)
Levin,Lin&Chut*
41.9266
1.0000
150
1840
Breitungt-stat
-12.1141
0.0000
150
1690
Null:
Unitroot(assumesindividualunitrootprocess)
Im,PesaranandShinW-stat
44.0740
1.0000
150
1840
ADF-FisherChi-square
80.8940
1.0000
150
1840
PP-FisherChi-square
60.1865
1.0000
150
1950
Null:
Nounitroot(assumescommonunitrootprocess)
HadriZ-stat
31.3861
0.0000
150
2100
由面板单位根检验结果可知面板序列存在单位根,需要进一步进行检验。
原序列的面板单位根检验结果
Method
Statistic
Prob.**
Cross-sections
Obs
Null:
Unitroot(assumescommonunitrootprocess)
Levin,Lin&Chut*
-4.90137
0.0000
150
1690
Breitungt-stat
-12.4736
0.0000
150
1540
Null:
Unitroot(assumesindividualunitrootprocess)
Im,PesaranandShinW-stat
-0.84381
0.1994
150
1690
ADF-FisherChi-square
563.430
0.0000
150
1690
PP-FisherChi-square
847.247
0.0000
150
1800
Null:
Nounitroot(assumescommonunitrootprocess)
HadriZ-stat
24.4523
0.0000
150
1950
经一阶差分后面板序列达到平稳,且均为同阶平稳,满足建立动态面板模型的条件。
(三)模型形式的检验
根据相关计量检验方法来判断样本数据符合的模型形式,构造相应的
统计量如下:
其中,
为假定斜率和截距系数非齐性条件下残差平方和;
为假定斜率系数齐性、截距非齐性条件下残差平方和;
为假定斜率和截距系数齐性条件下残差平方和;
为截面单位数;
为外生变量个数;
为时期总数,利用
软件得出相关指标并计算如下表所示。
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、固定斜率系数模型
F1=32.8818
3.65
固定截距、变斜率系数模型
F2=176.3471
2.28
在零假设下,统计量都拒绝原假设,故该样本应拟合固定效应变系数模型。
(四)基于个体差异的变截距变系数面板模型
1.个体固定效应模型的建立
为分析全国不同地区的财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用有无差异,建立个体固定效应模型变截距变系数面板模型。
模型的估计结果如下表所示:
变量
参数估计
标准差
T统计量
伴随概率
C
1.186159
0.073262
16.19066
0.0000
北京--F1北京
0.564002
0.019157
29.44079
0.0000
北京--F2北京
-0.125219
0.072666
-1.723217
0.0860
北京--F3北京
-0.161059
0.049844
-3.2313
0.0014
北京--F4北京
0.133576
0.058262
2.292691
0.0226
……
……
……
……
……
新疆--F1新疆
0.476092
0.036213
13.147
0.0000
新疆--F2新疆
-0.105191
0.143409
-0.733503
0.4639
新疆--F3新疆
-0.419712
0.084919
-4.942496
0.0000
新疆--F4新疆
-0.093646
0.183133
-0.511354
0.6095
新疆--C
-0.121203
整个面板模型的显著性较高,且大部分变量均通过显著性检验。
根据主成份和原始变量之间的代数关系,可以还原原始变量的系数,将个体差异的方程及其系数整理如下:
区域
c
x1
x2
x3
x4
北京
0.9791
0.1357
0.4585
0.3854
0.0163
天津
0.8668
0.0069
0.5591
0.3987
0.0124
河北
0.8074
0.0012
0.6668
0.1793
0.1343
……
……
……
……
……
……
青海
1.1151
-0.0858
0.6577
0.2759
0.0389
宁夏
1.1398
0.0243
0.5538
0.3062
0.0400
新疆
1.0649
0.0284
0.6176
0.1220
0.1594
由模型参数系数的对比可初步判断各区域的财政收入、居民收入和经济结构对经济增长均具有一定的促进作用但作用大小不同,进而借助对应分析来说明各区域的差异及相似之处。
2.各区域与经济变量的对应分析
由各区域定义的属性变量和四个解释变量的系数对应构成一组对应分析的数据,通过对应分析来判断各区域的典型特点及区域之间的相近程度。
对应分析图如下所示:
由对应分析图可以得出以下结论:
(1)聚合了北京和财政收入
财政收入在一定程度上反映了政府对辖区经济的政策调控能力,若财政收入对经济增长的促进作用较大,说明财政收入的作用得以发挥,其与经济发展的关系越协调,对经济增长的促进作用越大。
由该对应分析可知,北京等地区的财政收入与经济发展的匹配程度较高。
(2)聚合了河南、宁夏、天津等地区和三产增加值
三产在经济发展中具有一定的先导性和基础性,其对于促进经济增长、带动就业、调整经济结构等方面都有至关重要的作用。
河南、宁夏、天津等地区的三产在其经济发展中发挥的作用较为接近,三产发挥了比较重要的作用。
(3)聚合了广东、内蒙古、湖南、河北等地区和二产增加值
二产是国民经济的主体,随着我国各地区经济增长水平的差异性增强和各地区产业发展的差异程度逐步加大,各地区不同产业对经济增长影响的程度不同。
其中以第二产业发展为主导的区域,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)聚合了甘肃、新疆、西藏、广西、安徽等地区和居民收入
居民收入是反映经济增长水平的关键指标,甘肃、新疆、西藏、广西等这些省份属于西部地区,其居民收入水平相对较低,由相关的参数系数可知这些地区的居民收入对经济增长的促进作用较弱,有待进一步提高。
3.基于时点差异的变截距变系数面板模型
(1)时点固定效应模型
为分析随着时间的变化,财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用所表现的特征,建立时点固定效应的变截距变系数模型,模型估计结果如表所示:
变量
参数估计
标准差
T统计量
伴随概率
C
0.130433
21.29313
0.0000
F1?
--1995
-0.064876452
0.005122
102.909
0.0000
F2?
--1995
0.265891716
0.02685
-8.263692
0.0000
F3?
--1995
0.797940934
0.052511
-0.764489
0.4451
F4?
--1995
-0.182405753
0.071221
9.05828
0.0000
……
……
……
……
……
F1?
--2008
-0.007556752
0.005626
96.10544
0.0000
F2?
--2008
0.481794986
0.044986
-6.970415
0.0000
F3?
--2008
0.514168411
0.067202
-2.589432
0.0100
F4?
--2008
-0.16866263
0.056453
5.71238
0.0000
2008--C
-0.223262
时点固定效应模型整体较为显著,且大部分变量均通过显著性检验,根据主成份和原始指标之间的关系,将原始指标的参数系数进行还原,还原后整理得时点差异的模型如表所示。
年份
C
rgoi
V2
V3
rinc
模型_1995
-0.3282
-0.0649
0.2659
0.7979
-0.1824
模型_1996
-0.2951
0.2659
0.3474
0.6741
-0.1739
模型_1997
0.3435
0.7979
0.3333
0.6991
-0.2581
模型_1998
0.1770
-0.1824
0.3353
0.6847
-0.2352
模型_1999
0.4918
-0.3282
0.2972
0.7099
-0.2778
模型_2000
0.1114
-0.0312
0.3449
0.7016
-0.2361
模型_2001
-0.4533
0.3474
0.3766
0.6671
-0.1676
模型_2002
-0.3386
0.6741
0.3593
0.7078
-0.1892
模型_2003
-0.2823
-0.1739
0.3658
0.6989
-0.1919
模型_2004
0.1989
-0.2951
0.4092
0.5915
-0.2306
模型_2005
0.0050
-0.0293
0.4308
0.5939
-0.2125
模型_2006
0.1941
0.3333
0.4366
0.5654
-0.2282
模型_2007
0.3762
0.6991
0.4475
0.5436
-0.2403
模型_2008
-0.2233
-0.2581
0.4818
0.5142
-0.1687
由系数表的横向比较可以得出以下结论:
(1)三产增加值对经济增长的边际作用较大
总体来看,三产增加值较二产增加值对经济增长的边际促进作用要大,有挖掘的潜力,故发展第三产业对经济增长的促进作用要大,但是由其边际作用的时序变化来看,其对经济增长的边际作用随着时间的变化有逐步降低的趋势,到2008年末,三产对经济增长的边际作用与二产的边际作用基本持平。
(2)二产增加值对经济增长促进作用的潜力较大
现阶段二产增加值对经济增长的促进作用较三产要低,但由其时序变化可以判断,二产增加值对经济增长的促进作用随着时间的推移逐步提高和加强,不难判断,三产对经济增长的长期边际作用有可能会超过三产,这说明我国二产的产出效率有所提高,这与我国一直以来致力于调整产业结构、促进产业升级,不断提高行业附加值水平等一系列产业政策的实施密切相关,也验证了我国产业政策实施的有效性。
(3)收入分配不合理制约经济发展
财政收入和居民收入对经济增长的促进作用不明显,特别是居民收入对经济增长有一定的阻滞作用。
财政收入和居民收入表示了国民收入在政府部门和私人之间的一种分配,合理和有效的分配会提高收入的配置效率,促进经济的增长。
然而,这两个变量却在很大程度上制约了经济的增长,说明我国目前的收入分配机制存在一定的不合理,使得无论是政府收入还是个人收入,向消费传导的效率较低,即政府收入配置相对低效,个人收入消费相对不足,这两个因素对经济增长的促进作用较弱。
4.面板模型的预测
利用面板模型的情景分析对经济增长进行预测,得出各省2009年和2010年的经济增长水平如表1所示:
表1:
各地区2009年和2010年的GDP预测值
省份
2009年
2010年
省份
2009年
2010年
省份
2009年
2010年
安徽
9011.5377
10576.576
黑龙江
8350.9785
9547.265
青海
1047.8995
1281.598
北京
11110.235
12895.517
河南
18224.953
21497.953
山东
35429.497
43804.42
重庆
5072.6721
5930.9756
湖北
11515.002
13669.796
上海
14161.326
16255.068
福建
10833.246
12600.969
湖南
11547.312
13733.399
山西
7128.4564
8792.1363
甘肃
3229.1008
3744.2327
江苏
32140.108
38392.216
西川
13231.267
15799.365
广东
37860.741
44664.755
江西
6798.1106
8025.7869
天津
6366.7601
7564.3144
广西
7251.7348
8648.0055
吉林
6456.0245
7699.0791
新疆
4439.1491
5233.293
贵州
3572.461
4287.9541
辽宁
13857.086
16465.721
西藏
395.815
450.2302
海南
1508.4728
1761.227
内蒙古
8480.35
10890.553
云南
5743.6318
6675.6977
河北
17291.235
20491.307
宁夏
1114.2502
1323.8441
浙江
22674.586
26644.286
四、影响居民收入水平的因素分析
在全国层面上,在经济增长、经济结构、财政收入、居民收入四因素经济系统内部,分析经济增长、经济结构、财政收入对居民收入水平的影响程度。
在动态经济系统内部,为避免变量间的伪相关关系,首先对变量进行单位根检验。
(一)序列单位根检
原序列是非平稳序列,序列在进行二阶差分后均达到平稳,结果如表所示。
故Rinc、gdp、rgoi、V2、V3均为二阶平稳序列,同阶平稳满足做协整检验的条件。
进而对变量进行协整检验。
Rinc
gdp
rgoi
V2
V3
检验统计量
-5.0363
-2.5793
-4.6184
-2.7344
-4.3123
临界值(水平1%)
-2.6600
-2.6600
-2.6600
-2.6600
-2.6600
临界值(水平5%)
-1.9500
-1.9500
-1.9500
-1.9500
-1.9500
临界值(水平10%)
-1.6000
-1.6000
-1.6000
-1.6000
-1.6000
(二)协整检验
对序列做协整检验,检验结果如表所示。
Hypothesized
Trace
0.05
No.ofCE(s)
Eigenvalue
Statistic
CriticalValue
Prob.**
None*
0.898429
117.6386
69.81889
0.0000
Atmost1*
0.885548
78.75975
47.85613
0.0000
Atmost2*
0.764239
41.91052
29.79707
0.0013
Atmost3*
0.521340
17.34659
15.49471
0.0260
Atmost4*
0.246949
4.821577
3.841466
0.0281
由协整检验可知,变量之间存在协整关系,考虑到原始变量
- 配套讲稿:
如PPT文件的首页显示word图标,表示该PPT已包含配套word讲稿。双击word图标可打开word文档。
- 特殊限制:
部分文档作品中含有的国旗、国徽等图片,仅作为作品整体效果示例展示,禁止商用。设计者仅对作品中独创性部分享有著作权。
- 关 键 词:
- 我国经济 增长 经济结构 财政收入 居民收入 关系 研究