计量课程论文-基于柯布-道格拉斯生产函数的北京市经济增长影响因素分析.doc

计量经济学课程论文 基于柯布-道格拉斯生产函数的北京市经济增长影响因素分析目录一、问题的提出2二、理论综述3三、模型设定4四、数据来源与变量说明5五、数据收集5六、模型的估计与调整76.1模型估计76.2模型的检验96.3多重共线性检验106.4异方差检验10七、本文结论14八、参考文献15 基于柯布-道格拉斯生产函数的北京市经济增长影响因素分析 一、问题的提出 北京是中国的首都，是中国的政治、文化与国际交往中心，是综合性产业城市。在新中国成立以前，作为封建王朝都城的北京，在政治上实行中央集权统治，在经济上由封建专制政权控制。长期以来，北京的封建经济一直没有从整体上摆脱地方城市经济的特色。新中国成立后，北京的经济发展经历了一个艰难探索的过程，自新中国成立以来北京市经济增长大致经历了以下几个阶段：1949-1979年来以重工业为核心的经济发展阶段；19801997年来以实现产业结构由“第二产业、第三产业、第一产业”向“第三产业、第二产业、第一产业”的转变阶段；1997年今来的以“首都经济”战略推进阶段。中共北京市委、市政府提出了“首都经济”的概念，循着北京经济发展要立足北京、服务全国、面向世界的思路，对经济结构和布局进行调整，经济增长方式转变，国民经济持续快速增长，综合经济实力保持在全国前列，第三产业规模居中国大陆第一。2008年北京市地区生产总值11,115亿元人民币，同比增长9%。人均GDP达到63,029元人民币，在中国大陆仅次于上海市。北京第一、第二、第三产业增加值分别达到98亿，2217.2亿和5405.1亿元（2006年），第三产业规模居中国大陆第一，占地区生产总值的比重达到70%。当年城乡居民可支配收入19978元，比2005年实际增长12.2%，农村居民可支配收入8620元，实际增长8.7%。北京居民具有较高的消费能力，2006年全年累计实现社会消费品零售额为3275.2亿元，比上年增长12.8%。依据最新的国家统计局资料，2005年，北京居民的恩格尔系数已经降低到31.8%，按照联合国粮食及农业组织的标准，北京已达到“富裕型”社会，但贫富差距拉大问题在北京同样存在。 未来的北京将加快发展方式转变，增强发展的全面性、协调性、可持续性，更加注重自主创新和结构调整。深入贯彻落实科学发展观，以科学发展为主题，以加快转变经济发展方式为主线，全力推动“人文北京、科技北京、绿色北京”战略，“努力打造国际活动聚集之都、世界高端企业总部聚集之都、世界高端人才聚集之都、中国特色社会主义先进文化之都、和谐宜居之都”，推动北京向中国特色世界城市迈进。北京凭借自身优势，正在发挥其作为环渤海地区“辐射外溢”的功能作用。北京的发展趋势客观上需要空间的拓展，构建“首都经济圈”将成为未来首都北京发展的方向。对于北京市的经济增长因素分析，本文主要采取的是柯布-道格拉斯生产函数，以资本、劳动力以及能源三大要素投入作为研究变量，分析三者对北京市经济增长的影响程度即贡献力，并在此基础上加入技术要素作为虚拟变量，分析技术要素的投入是如何影响北京经济增长的。二、理论综述经济增长与经济发展是经济学领域中最核心的问题,经济学家对经济增长的关注由来已久。现代增长理论研究的核心主要集中在增长的源泉与动力上面,根据不同的经济增长理论主要有以下四种代表模型：(1)资本积累论中具有代表性的是哈罗德-多玛模型，哈罗德和多玛认为决定经济增长的是储蓄率和产出量占所需资本量的比率；(2)索洛在1956年提出新古典经济增长模型，该模型认为在技术外生条件下,经济将以固定速度均衡增长，根据索洛模型,储蓄率的提高在短期内能提高经济增长率,但无法提高长期的均衡增长率；(3)新经济增长理论代表罗默、卢卡斯、杨小凯等提出内生技术决定论。认为知识或人力资本是经济增长的源动力,强调知识积累对经济增长的决定性作用。(4)C.W柯布和P .H道格拉斯在20世纪20年代提出著名的柯布道格拉斯生产函数。该函数说明了资本、劳动、技术以及与经济增长的关系。该模型在定量分析经济增长中各种要素贡献率的研究中,应用极为广泛。为适应研究需要,1942年,首届诺贝尔经济学奖获得者丁伯根提出了改进的柯布-道格拉斯生产函数模型。该模型的常见表达式为:Y = ALK 其中Y为产量；L和K分别表示劳动和资本投入；A、和为三个参数，其中0, F0.025，所以在=0.025的临界水平下，通过F检验。也就说明北京市的经济增长对资本投入、劳动力投入和能源投入有显著的线性关系,所以用这个模型来估计是较为贴切的。（3）t检验选择显著性水平=0.025,临界值t0.025(n-k)=t0.025(30)= 2.042,由估计结果知,|tA|=-5.799143t0.025(30)， |t|=15.91091t0.025(30), |t|=1.294430 t0.025(30)， 系数、和u都通过检验了。从P值来看，P都小于0.05，也是通过检验的。资本存量、劳动力投入和能源消费三个解释变量都通过检验也就是在统计上都是显著的。 通过以上假设检验，说明该模型的拟合程度较高，即用该模型可以很好地解释资本投入、劳动力投入和能源的投入这三者要素能够很好地解释北京市经济增长的原因。6.3多重共线性检验 用各变量间的相关系数矩阵来判断个解释变量间的相关程度，通过计算各变量的系数矩阵，得到相关系数矩阵如图三所示：correlation LNELNKLNLLNE1.0000000.9934330.939090LNK0.9934331.0000000.903710LNL0.9390900.9037101.000000图（三）由相关系数矩阵可以看出个解释变量相互之间的相关系数较高，都大于了0.8，证实了资本存量、劳动力投入和能源消耗这三个变量之间存在较高的多重共线性。其主要原因是在现实生活中，这三个经济变量都具有相同的变化趋势，且在时间序列中多重共线性是很常见的。然而自变量间的多重共线性并不会影响其系数的OLS估计量的最佳线性无偏特性，只是会造成系数OLS估计量的方差偏 大，有时会导致其t统计量太小而通不过t检验。但是在模型中，LnK、LnL和LnE三者的t值都足够大，F值也足够大，都可以通过模型的检验，因此在该模型中存在的多重共线性对该模型的影响不大，可以忽略多重共线给模型估计带来的误差。6.4异方差检验 对模型进行怀特异方差检验，得到检验结果如图四所示： F-statistic2.141099Prob. F(8,24)0.0714 Obs*R-squared8.74342Prob. Chi-Square(8)0.0887 Scaled explained SS11.28491Prob. Chi-Square(8)0.1861图（四） 从中可以看出nR2=13.74342,由White检验知，在=0.025下，查卡2分布表，得临界值0.025（3）=9.34840,因为nR20.025(3）,表明该模型中不存在异方差。6.5自相关检验 由图二得到D-W=1.120127， 在n=33，k=3的情况下，dL=1.258,dU=1.651,D-W值介于dL 和 dU之间，所以无法确定是否存在自相关，需要进一步检验。用残差图来判断，如图（五）所示，因为残差值大部分在第一象限，所以原模型存在正自相关。图（五） 6.5.1自相关补救措施通过生成残差序列et,并用et进行滞后一期的自回归，得到残差滞后一期的回归方程： ，回归结果如下： Dependent Variable: EMethod: Least SquaresDate: 12/20/13 Time: 19:35Sample (adjusted): 1981 2012Included observations: 32 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.E(-1)0.4159210.1585802.6227880.0134R-squared0.180315Mean dependent var0.001221Adjusted R-squared0.180315S.D. dependent var0.031240S.E. of regression0.028284Akaike info criterion-4.262312Sum squared resid0.024799Schwarz criterion-4.216508Log likelihood69.19700Hannan-Quinn criter.-4.247130Durbin-Watson stat1.693086图（六） 得et回归的回归方程如下： 由上式的=0.415921，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程为：LnYt-0.415921LnYt-1=LnA(1-0.415921) +(LnKt-0.415921LnKt-1) + (LnLt-0.415921LnLt-1) + u(LnEt-0.415921Lnt-1) + vt 对该广义差分式子进行回归，得到方程输出结果如下图（七）所示:Dependent Variable: LNY-0.415921*LNY(-1)Method: Least SquaresDate: 12/20/13 Time: 19:41Sample (adjusted): 1981 2012Included observations: 32 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C 2.6509350.596343-4.4453170.0001LNK-0.415921*LNK(-1)0.7874610.04968115.850300.0000LNL-0.415921*LNL(-1)0.0539150.114889-0.4692760.6425LNE-0.415921*LNE(-1)0.7149660.2266233.1548650.0038R-squared0.999048Mean dependent var4.398011Adjusted R-squared0.998946S.D. dependent var0.900103S.E. of regression0.029226Akaike info criterion-4.111080Sum squared resid0.023916Schwarz criterion-3.927863Log likelihood69.77727Hannan-Quinn criter.-4.050348F-statistic9792.343Durbin-Watson stat1.734617Prob(F-statistic)0.000000图（七）所以得到广义差分后的回归方程为：LnY*= 2.650935 + 0.787461LnK* + 0.053915LnL* + 0.714966LnE* （0.596343） （0.049681） （0.114889） （0.226623）t = -4.445317 15.85030 -0.469276 3.154865 R2=0.999048 F=9792.343 DW=1.734617 由于使用广义差分数据，使得样本容量减少了1个，变为了32个，此时模型中不存在自相关，其他的可决R2、t、F统计量也均达到了理想水平。由差分方程式得：LnA=-2.650935/(1-0.415921)=-3.1529097由此得到最终居民消费模型为：LnY = 3.152910 + 0.787461LnK + 0.053915LnL + 0.714966LnE 七、本文结论（1）在该模型估计下，弹性系数、和u三者的和大于1，说明北京市经济增长的规模递增的特点。 资本要素洗漱为0.78746，表明在其他要素不变的情况下，资本每增加1个该单位，就会带来3.940371个单位的经济增长；劳动要素投入系数为0.053915，表示在其他要素投入不变时，每增加一单位的劳动力投入就会带来3.206825,；能源消耗系数为0.714966，表示在其他要素不变时，每增加一单位的能源消耗时，就会带来3.867876单位的经济增长。在三种投入要素的系数中，劳动的投入系数最低，表明对于北京市的经济增长来说，劳动力要素的投入所带来的经济增长没有因为资本和能源的投入带来的增长明显；说明北京市的经济增长很大程度来自于资本存量的增长。其次是能源要素的贡献率与资本要素的贡献率相当，说明从1980年一直到2012年以来，年北京市的经济增长还是依赖工业的不断发展；（2） 从三各要素的共吸纳率比例情况来看，北京市的经济增长在很大程度上仍然是依靠要素投入的快速增长。虽然在近年来全要素生产率对北京市经济增长的贡献有所提升,但是依然处于一个较低的贡献率水平之上。然而一个集约化的经济发展模式要求要素投入对经济增长的贡献应有所降低,相应的全要素生产率的贡献应有很大提升。对于北京市而言,资本要素和劳动力要素相比中国其他地区要更加充裕,关键需要进一步改善资源配置效率和规模扩大过程中的各种要素的利用效率。这就要求进一步优化产业结构以及充分发挥市场对资源配置的作用,从而引导资源进人效率更高的领域。此外,近年来北京市生产要素的相对过度积累所引起的经济效率下降,也是导致全要素生产率对北京市经济增长的贡献降低的重要原因。因此,一方面政府应该继续鼓励技术创新和加快知识成果转化为产业价值的步伐,吸收过度积累的生产要素、