计量经济学人均收入论文

摘 要：城市化、人均教育投资对降低城乡收入差距的作用，从纵向看越来越显著，从横向看在不同发展水平的地区存在很大的差异。因此，针对不同时期的城市化水平及经济水平，结合地区差异，宜采取不同的政策。城市化水平对城乡差距影响的区域差异产生的原因是多方面的；人均教育投资对城乡差距影响的区域差异产生的原因主要是国家在各区域的投资规模和结构不同。 中国的收入差距问题引起了大量学者的研究兴趣，国内外学者发表了大量有关论文和著作，从经济学、社会学、人口学、政治学等学科以及交叉学科的角度，对中国收入差距问题进行了探讨，成果极为丰富。 与收入差距相关的研究包括若干个方面，因而研究者们采用了不同的研究框架。主要的研究领域有：收入分配问题，城乡收入差距问题，以三类地区划分或以省、县划分的地区差距问题等。研究方法上也从定性为主的价值讨论，逐渐深入到以大规模调查和使用国家统计局有关调查的大样本数据为依据进行的定量研究。比较著名的研究项目，如中国社会科学院经济研究所的收入分配课题组，迄今已经进行了三期抽样调查，形成了具有国际影响的成果。世界银行也进行了一系列包括大规模数据分析内容的贫困研究项目。联合国大学国际发展经济学研究院和美国国家研究局都出版了与中国收入分配和贫困问题相关的大量著作和工作论文。 研究者对各种造成不平等因素进行分解，尝试从构成收入差距指标的不同成分中寻找造成不平等和贫困的重要因素。例如，有的研究分解了反映地区差距的泰尔指数，发现东部与中西部地区之间的差距对中国改革以来出现的地区城乡差距扩大做出了主要的贡献(林毅夫等，1998)[1]。从新古典增长理论的框架来看，这种现象反映了一种俱乐部趋同(蔡昉、都阳，2000) [2]。古斯塔夫森和李实等人(Gustafsson and Li，2001；李实和岳希明，2004) [3]的经验研究，也支持了这种判断。 对城乡差距影响因素的分析，魏尚进等用中国100个左右的城市数据考察了城乡收入差距的影响因素，数据显示经济对外开放是有利于缩小城乡收入差距的。章奇等利用各省1978—1998年的数据，对中国各省的银行信贷和城乡收入分配之间的关系进行了分析，结果发现，控制其他因素后，以全部国有及国有控股银行信贷水平所衡量的金融中介发展显著拉大了城乡收入差距[4]。 城市化对城乡收入差距有什么影响?陆铭认为，城市化对城乡收入差距存在正负双向作用。一方面，只要存在着城乡期望收入的差距，就会引起农村剩余劳动力向城镇流动，农村劳动力向城市的流动将减少农村的剩余劳动力数量，提高农村的劳动生产率和农民的收入水平。因此城市化对于提高农民收入与缩小城乡收入差距有着重大的积极作用。另一方面，城市化进程中往往是较富裕的农民首先转变成了城市居民，那么，城市化进程就可能在不改变所有居民的收入的情况下扩大统计上的城乡收入差距。陆铭、陈钊对1987—2001年间省级面板数据进行估计，结果显示城市化对降低统计上的城乡收入差距有显著的作用，而地区间人口户籍转换、经济开放、非国有化和政府对经济活动的参与都是拉开城乡收入差距的因素，政府财政支出的结构也对城乡收入差距有显著的影响。总的来说，近年来的研究更多着眼于地区间的收入差距，城乡收入差距问题并没有被充分地加以研究，而对于城乡收入差距区域间差异的比较研究尚不多见。 二、数据采集、处理和模型的建立 (一)数据采集和变量选取 考虑到数据的完整性、可用性和可得性，选取的时间序列比较短，仅选取2000—2004年的面板数据，包括31个省、市、自治区的城乡收入差异系数、城市化水平、人均教育投资。其中城乡收入差异系数用城镇家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入两个收入指标之比来度量，城市化水平则用当年城镇人口在总人口中所占比例代表，教育投资则用包括国家财政性教育经费、社会团体和公民个人办学经费、社会捐资及其他教育经费在内的经费代替。以上数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国教育统计年鉴》。在变量选取方面，本文选取城乡收入差异系数(JNXS)为因变量，而城市化率(SCHL)、人均教育投资(RJJYTZ)作为自变量。 (二)模型的建立 本文为探析城市化水平及人均教育投资对城乡收入差距的影响水平，并比较三大区域该影响水平的差异，主要是用个体时点双固定效应回归模型对城乡收入差距与城市化率、人均教育投资的关系进行定量分析。 JNXSit =αi +γt +β1SCHL+β2RJJYTZ+εit 其中变量下标i表示不同省市自治区，下标t表示不同年份；αi是随机变量，表示对于不同的省份有i个不同的截距项，且其变化与城市化率和人均教育投资有关系；�γt是随机变量，表示对于t个截面(时点)有t个不同的截距项，且其变化与城市化率和人均教育投资有关系；εit为残差项。上式中参数β1 、β2最为重要，若β1、β2为负，就说明随着城市化率的增加促进了城乡差距的下降，人均教育投资的增加也促进了城乡差距的下降。 三、模型估计和实证结果 首先对面板数据做序列协整关系检验。考虑到单位根、协整检验在时间趋势显著时的功效降低，本文中应用时间序列的去势技术(OLS去势)剔除各个序列存在的确定性趋势。对去势后的面板数据进行面板单位根检验和面板协整关系检验。经检验，城市化率、人均教育投资与城乡收入差异系数存在协整关系。 从东、中、西三大区域内各省及三大区域之间来比较分析城市化率和人均教育投资对城乡收入差异系数的影响，得到的结果分别见表1、表2。回归方程的拟合优度R�2�达到80%左右，表明方程的解释能力较强。D-W值大多数在2左右，表明解释变量之间不存在明显的相关性，另外，F统计量均通过检验，说明模型可靠性比较强。 分析表1可看出，31个省、市、自治区中的大部分城市化水平的上升都能起到降低城乡差距的作用，尤其像东部的北京、天津、广东、黑龙江和中部河南、安徽以及西部云南、西藏、新疆等省市，城市化水平提高对降低城乡差距起了极大作用；而东部上海、浙江、江苏、福建和中部江西、湖北以及西部内蒙古、重庆、陕西等省市，则似乎存在过度城市化现象，城市化水平的提高没有起到降低城乡差距的作用，反而使其扩大。笔者认为这些省市的城市化进程中往往是较富裕的农民首先转变成了城市居民，那么，城市化进程就可能在不改变所有居民的收入的情况下扩大统计上的城乡收入差距。所建模型的回归结果(表2)表明：城市化率每上升一个百分点，可以使东部城乡差距降低144805个百分点、中部降低003504个百分点、西部降低002481个百分点；人均教育投资每增加1个单位，可以使东部城乡差距降低056133个单位、中部降低028024个单位、西部降低002516个单位。显然，东、中、西三大区域城市化率和人均教育投资在影响城乡差距的效果上存在差异，东部区域城市化率、人均教育投资的效应最为显著，中部次之，西部影响最小。 四、区域差异产生的原因 (一)城市化水平对城乡差距影响效应的区域差异产生原因 目前城市化研究理论中，一般根据城市化进程的阶段性特征，将城乡一体化实现程度分为三个阶段，而各阶段城市化的作用是有差别的(表3)。而我国城市化进程在东、中、西部存在较大差异，三大区域城市化水平处在不同阶段，这可进一步解释以上现象。当然，城市化阶段不同只是众多影响因素中的一个方面，除此还有很多其他因素，诸如各地的政治、经济、社会环境等都有影响，在此对这些因素不一一分析。这些因素的综合作用，导致了区域差异的进一步强化。 (二)人均教育投资对城乡差距影响效应的区域差异产生原因 国家在各区域投资规模的不同。国家对各区域的不同投资水平进一步加大了区域差距。以2004年教育投资为例，在东部地区的投入占总量的55%，在中部地区的投入占总量的39%，西部地区的投入仅占总量的07%。无论在总量和人均占有量上教育投资区域间都存在着相当大差距。各区域教育投资规模的不同，对各区域的教育投资效益产生不同的影响，最终影响教育投资降低城乡差距的效应。 国家在各区域投资结构的不同。以2004年为例，东部地区高等学校、中学、小学的教育经费比为06∶09∶1，在校人数比为062∶604∶1，其人均教育经费支出结构比为09∶81∶1；中部地区高等学校、中学、小学的教育经费比为59∶21∶1，在校人数比为052∶59∶1，其人均教育经费支出结构比为58∶05∶1；西部地区高等学校、中学、小学的教育经费比为84∶88∶1，在校人数比为05∶555∶1，其人均教育经费支出结构比为8∶59∶1。《1998年世界发展指标》中指出，高等、中等、初等三级学生人均教育经费支出结构比，世界平均水平为0∶7∶1，低收入国家平均水平为8∶7∶1。 五、结论 本文运用个体时点双固定效应回归模型，利用2000—2004年全国各省市区的面板数据，定量研究城市化、人均教育投资对降低城乡收入差距的作用，并分析其区域差异。结果表明，从纵向看，城市化、教育投资的作用越来越显著；从横向看，城市化、教育投资作用在不同水平存在很大的差异。所以，针对不同时期的城市化水平及经济水平，结合地区差异，宜采取不同的政策。 参考文献： [1] 林毅夫，蔡昉，李周中国经济转型期的地区差异分析[J]经济研究，1998(6) [2] 蔡昉，都阳中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发的战略启示[J]经济研究，2000(10) [3] 古斯塔夫森，李实中国变得更加不均等吗?[J]经济研究，2001(8) [4] 章奇中国的金融中介增长与城乡收入差距[J]经济研究，2004(5) [5] 陆铭，陈钊城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J]经济研究，2004(6)：58- [6] 蔡增正教育对经济增长贡献的计量分析[J]经济研究，1999(2) [7] 李玲中国教育投资对经济增长低贡献水平的成因分析[J]财经研究，2004，(8) [8] 张松松中国城乡居民收入差距变化特点及对策[J]山西经济管理干部学院学报，2005(6) [9] 黄祖辉，等城乡收入差距问题研究[J]浙江大学学报(人文社会科学版)，2005(7) [10] 王宝海，王翠琴我国人均收入指标的辨析[J]统计与咨询，2005，(4) [11] 陈光我国城乡收入差距与政府政策选择[J]管理研究，2004(5) [12] 王培刚，周长城当前中国居民收入差距扩大的实证分析与动态研究[J]管理世界，2005(11) [13] 刘文勇中国城乡收入差距扩大的程度、原因与政策调整[J]农业经济问题，2004(3) [14] 李民江城乡差距的现状、根源及解决对策[J]理论探索，2004(3) [15] 蔡昉城乡收入差距与制度变革的临界点，中国社会科学[J]，2003(5) [16] 陆根尧，朱省娥中国教育对经济增长影响的研究[J]数量经济技术经济研究，2004(1) [17] 孙彩虹区域教育与经济协调发展的实证分析[J]重庆工商大学学报(西部经济论坛)，2003(5)：42-

计量经济学课程论文产业结构对我国经济增长影响的实证分析学号：2008324030924学院：商学院 班级：财务管理0802班姓名：王玉娟产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析（河北农业大学商学院 财务管理0802班 王玉娟 2008324030924）摘要：经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用最小二乘法，研究三大产业增长对我国经济增长的贡献，从而得出调整产业结构对转变经济发展方式，促进我国经济可持续发展的重要性。关键字：经济增长；三大产业；最小二乘法；产业结构；可持续发展The change of industrial structure to the economic growth in China empirical analysis of the influenceAbstract: Economic development is the premise of economic growth, and economic growth and the change of industrial structure and the inseparable This paper adopts from 1981 to 2010 by establishing the statistical data of multiple linear regression model, using the least squares, research to our country economy three industry growth contribution to the growth of adjust the industrial structure, thus draws for transformation of the mode of economic development, and promote the sustainable development of China's economic Key word: economic growth; Three industries; Least squares; Industrial structure一、引言经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）水平的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度，也是衡量一个国家或地区总体经济实力增长速度的标志。它构成了经济发展的物质基础，而产业结构的调整与优化升级对于经济增长乃至经济发展至关重要。一个国家产业结构的状态及优化升级能力，是经济发展的重要动力。十六大报告提出，推进产业结构优化升级，形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局。十七大报告明确指出，推动产业结构优化升级，这是关系国民经济全局紧迫而重大的战略任务。《十二五规划纲要》又将经济结构战略性调整作为主攻方向和核心任务。产业结构优化升级对于促进我国经济全面协调可持续发展具有重要作用。二、模型设定及数据说明1、模型设定通过对数据观察，根据搜集的1981年至2010年的统计数据，建立模型。其模型表达式为：Yt=α+β1X1+β2X2+β3X3+µi (i=1,2,3)其中：Y表示国内生产总值(GDP)的年增长率，X1、X2、X3分别表示第一、二、三产业的年增长率，α表示在不变情况下，经济固有增长率。可近似认为，表明国内生产总值增长为三次产业增加值增长率的加权和，而βi分别表示各产业部门在经济增长中的权数；βi Xi则表示各产业部门对经济增长的贡献。µi表示随机误差项。通过上式，我们可以了解到，各产业每增长1个百分点，国内生产总值(GDP)会如何变化。从而进行经济预测，为产业政策调整提供依据与参考。2、数据说明以下数据来自财新网，见表1表1　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　单位：％年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业 年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率1981 2 98 87 42 1996 10 1 11 431982 1 53 56 98 1997 3 5 48 721983 9 33 37 17 1998 8 5 91 371984 2 88 48 35 1999 6 8 14 331985 5 84 57 16 2000 4 4 43 751986 8 32 22 04 2001 3 8 44 261987 6 7 69 36 2002 1 9 83 441988 3 54 52 16 2003 10 5 67 51989 1 07 77 36 2004 1 3 11 061990 8 33 17 33 2005 3 2 1 21991 2 4 85 87 2006 7 5 4 11992 2 7 15 44 2007 2 7 1 161993 14 7 87 19 2008 6 4 9 41994 1 4 36 09 2009 2 2 9 61995 9 5 88 84 2010 3 3 2 5三、模型参数估计运用1软件，采用最小二乘法，对表一中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，估计结果见下图。（图1）从估计结果可得模型：Yt=6902+1869X1+4564X2+2875X3四、模型的检验通过上述线性回归得到模型，现在就其具体形式进行检验：1、经济意义检验通过估计所得到参数，可进行经济意义检验：⑴　α=6902，表示当三大产业保持原有规模，我国GDP仍能增加6902个百分点。这种结果符合经济发展规律，合理。⑵　β1 =1869,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加1869个百分点；反之，降低1869，符合经济现实。⑶　β2=4564,表示在其他条件不变的情况下，第产业每增长1个百分点，GDP增加4564个百分点；反之，降低4564，符合现实。⑷　β3 =2875,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加2875个百分点；反之，降低2875，合理。 综上可知，该模型符合经济意义，经济意义检验通过。 2、统计检验⑴ 拟合优度检验① 样本决定系数R^2的值越接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度越好；反之，R^2的值越接近0，说明回归直线对观测值的拟合程度越差。由图1参数估计结果可得，样本决定系数R^2=965032＞8，可见其拟合优度不错。② 调整后的样本决定系数因解释变量为多元，使用调整的拟合优度，以消除解释变量对拟合优度的影响。调整后的R^2=960997＞8，所以，其拟合程度不错。⑵方程显著性检验有模型可知总离差平方和TSS的自由度为29(n-1),回归平方和ESS的自由度为3。所以，残差平方和的自由度为26(n-k-1)。H0: βi =0 H1: βi≠0 在H0成立的条件下，统计量F= (ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=1760而在α=05,n=30,k=3时，查表得F05(3,26)=98＜1760，由此可知，应拒绝原假设，接受H1，认为回归方程显著成立。⑶参数显著性检验H0: βi =0 H1: βi≠0在H0成立的条件下，统计量Ti=(^βi-βi)/S(^βi)当βi =0时，T1=970619、T2=04468、T3=837076；在α=05,n=30,k=3时，查表得T025(26)=056,得Ti＞T025(16)=056,则拒绝原假设，接受备选假设，即认为βi显著不为0 。3、计量经济学检验⑴解释变量之间的多重共线性检验在这里采用Frisch综合分析法，检验模型各解释变量间是否存在多重共线问题：① 通过做简单回归得到下表：表2回归方程 Tα Tβ R^2 DWY1=4776+1292 X1 49 62 01 94Y2=6885+5537 X2 87 95 81 79Y3=5273+6727 X3 30 18 65 44根据经济理论和统计检验，X2最重要，从而得出最有简单回归方程Y= 6885+5537 X2 。②将其余变量逐一引入Y=6885+5537X2，从而得出Y=6902+1869X1+4564X2+2875X3为最优模型。说明该模型不存在多重共线性问题，可能与选取变量为相对数有关，降低了其共线性问题发生的可能性。将其余变量逐一引入综上所述，该模型不存在共线性问题。⑵随即扰动项序列相关检验在给定α=05，n=30,k=3,查D-W统计表，得dL=21,dU=55。由DW=5372＜dL=21，可知随机误差项存在一阶正序列相关，即μt=ρμt-1+νt。经软件处理可得图2，ρ1估计值为8643，并且T检验显著，说明该模型确实存在一阶序列相关。DW=2963，α=05，n=29,k=3,，查表得dL=20，dU=65， dU=65＜DW=2963＜4-dU=35，表明模型已经不存在一阶序列相关性。因此，模型已消除序列相关性影响，经济增长率与各产业增长率的回归方程为：Yt=4168+2506X1+4002X2+3852X3由模型可知，当第一产业增长1个百分点时，我国经济增长2506个百分点；当第二产业增长1个百分点时，我国经济增长4002个百分点；当第三产业增长1个百分点时，我国经济增长3852个百分点。五、对策建议根据模型得出1981-2010年，三大产业对经济增长的贡献率和产业构成情况如下图所示：由图可以看出，由前面对实证分析结果可以看出，改革开放以来，第二产业对经济增长的贡献率最高，其次是第三产业、第一产业；第二、三产业所占比重逐年增大，其中，以第三产业增速最快，而第一产业在国民经济中所占比重逐年下降。1、坚持科学发展观，加快转变经济发展方式，推动产业优化升级，形成以高技术产业为先导，基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局；形成由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变的新局面，实现我国经济可全面协调持续发展。2、加大对农业的投入，调整农业内部产业结构，提高我国农业的科技化、产业化、现代化水平。改革开放以来，尤其是市场经济建立以来，虽然第一产业在国民经济中所占比重逐年下降，但第一产业对经济增长的贡献率却逐年上升，说明科教兴农、农业产业化、财政支持等农业产业政策的支持下，我国农业的综合竞争力在提升，但就总体而言，仍是我国的弱智产业。加强农业财政投入，提高农业科技化、产业化、现代化水平，调整农业内部产业结构，提高我国农业的市场竞争力。尤其应加大资本、技术等要素的投入，建立健全农村资本金融市场和生产要素流动市场，提高要素资源的使用效率。提高农村居民受教育水平，培养具有创新精神和时代感的社会主义新农民。3、要坚持走中国特色新兴工业化道路，着重改造提升制造业，培育发展战略性新兴产业，建立创新型国家，提高我国核心竞争力。自建国以来，工业尤其是重工业是我国经济发展的支柱，工业内部结构、地区结构都存在差异。调整工业内部产业结构，提高基础工艺、基础材料、基础元器件研发和系统集成水平。积极有序发展新一代信息技术、节能环保、新能源、生物、高端装备制造、新材料、新能源汽车等产业，加快形成先导性、支柱性产业，切实提高产业核心竞争力和经济效益。4、加快推进服务业发展，把推动服务业大发展作为产业结构优化升级的战略重点。推进服务业发展，不仅能够有效改变我国产业结构现状，更能够提高就业率，稳定民生，提高人们的生活水平和质量。推进服务业发展，重点是建立健全流通和服务部门，提高流通、服务质量；拓展服务业新领域，发展新业态，培育新热点，推进规模化、品牌化、网络化经营。推动特大城市形成以服务经济为主的产业结构。 参考文献：⑴ 陈华中国产业结构变动与经济增长[J]．统计与决策，2005,3⑵ 刘云峰辽宁省产业结构与经济增长实证分析[J]．东北亚论坛，2004，9⑶ 高鸿业西方经济学北京：中国人民大学出版社，2004⑷ 张润清计量经济学北京：中国农业出版社，2007⑸ 刘伟，李绍荣产业结构与经济增长[J]．中国工业经济5，⑹ 王怜产业结构变动与经济增长影响的实证分析[J]．商业现代化5

我有，去年计量实验考试交的 不知道你还要不哈哈