近日小编精心整理了《有关计量经济学的国民经济论文(精选3篇)》相关资料，欢迎阅读！[摘要]我国的国民经济当中存在一些明显的垄断现象，这些现象在很大程度上与国有产权的大量存在有关。在改革开放过程中，国内各地的市场化进程产生显著差异，市场化程度可以反映各地的市场竞争状况。本文使用行业内非国有产权的比例、各地的市场化指数，以及市场集中程度来反映市场竞争程度。在此基础上，实证检验了市场竞争与效率之间的关系。
有关计量经济学的国民经济论文 篇1：
产业结构升级与人力资本水平关系的实证研究
人力资本水平与产业结构升级有关系吗?如果有，它们之间的作用机制是什么?本文就上述问题，以江西省为例，进行了实证研究。结果表明：人力资本水平的提高是促进产业结构升级的重要因素，其作用机制为：人力资本水平增长率每提高1个百分点，未来第三年的产业结构升级速度会提高大约1.5个百分点。
[关键词]产业结构；人力资本；经济增长
戴启文(1962—)，男，景德镇市经济与贸易委员会主任、景德镇陶瓷学院工商学院客座教授，研究方向为国际经济与贸易；(江西景德镇 333000)杨建仁(1978—)，男，景德镇陶瓷学院工商学院讲师，研究方向为企业管理。(江西景德镇 333403)
一、引言
1960年，西奥多·W.舒尔茨发表的题为《论人力资本投资》的演讲，标志着现代人力资本理论体系的形成。它成功地解释了“现代经济增长之迷”。舒尔茨和丹尼森先后对美国1929—1957年的经济增长进行了实证分析，得出了几乎一致的结论：人力资本(教育)投资对经济增长的贡献率为20%—33%。这一结论有力地支持了舒尔茨的“人力是决定经济增长的主要因素”的观点[1]。进入20世纪80年代以来，卢卡斯(Robert E. Lucas)(1988)和罗默(Paul M. Romer)(1990)成功地将人力资本纳入经济增长模型之中，形成了以技术内生化为特征的新增长理论[2][3]。陈平、李广众(2000)的研究已经证实了产业结构升级能够促进经济的增长[4]。但是，目前的研究文献只是讨论产业结构的变化如何影响人力资本的使用效率，而对于产业结构变化与人力资本之间是否有联系，以及它们之间的作用机制是什么都没有回答。因此，本文以江西省为例进行实证研究，旨在通过建立江西省产业结构升级与人力资本水平作用关系的定量模型，寻找产业结构升级与人力资本水平提高的关系。
二、研究变量和研究样本
反映产业结构升级的指标主要有两种：一是第一产业的劳动力占劳动力总数的比重。比重越小，说明结构转换的速度越迅速，产业结构的高级化程度越高。另一种是经常使用的结构转换系数(S)，即第一产业产值占国内生产总值的比重。本文主要采用第二种指标(S)分析产业结构升级；而用人均受教育年限衡量人力资本水平(H)；另用国内生产总值(GDP)反映经济发展水平。本文主要变量还包括：
产业结构转换系数的自然对数变量：ln(S)，其中S是第一产业产值占GDP的比重；人力资本水平的自然对数变量：ln(H)，其中H是从业人员人均受教育年限，代表人力资本水平；实际产出的自然对数变量：ln(GDP)，其中GDP是国内生产总值；变量前的△表示该变量的一阶差分，例如△ln(GDP)t=ln(GDP)t-ln(GDP)t-1。
本文以1978-2006年江西省的以上变量值为样本进行研究，江西省GDP值和产业结构转换系数S可直接从2007年江西省统计年鉴查得，从业人员人均受教育年限则按如下方法求得：
Ht=∑HEit·hi
其中，Ht为t年从业人员人均受教育年限；HEit为t年第i学历水平的从业人数占总从业人口比例；hi为第i学历水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5分别表示大学及以上(包括大专、本科和研究生)、高中、初中、小学、文盲半文盲。
由于除了1982年、1990年、2000年的普查年份和1987年、1995年的1%抽样调查年份外，没有其他受教育程度的分年龄结构的人口数据。为了能够得到1978—2006年期间各年不同受教育程度的从业人员比例，需要利用人口普查资料和各年的人口变动状况进行数据推算，并需要对原始数据进行一些技术处理。为了得到我们研究要用的数据，我们采用简化了的线性比例内插外推法。具体做法是根据已有年份的人口普查数据，首先算出五级受教育程度的从业人数占总从业人口比例，然后按照1982—1987年各级受教育程度比例的平均增长率，从1982年开始往前外推4年到1978年；同理，按照1995—2000年各级受教育程度比例的平均增长率，从2000年向后外推6年到2006年；然后，在1982—1987年、1987—1990年、1990—1995年、1995—2000年这四个时间段里进行线性内插，得到1978—2006年各个年份的各级受教育程度的比例值。另外，本文对各级教育的年限界定如下：大学及以上为15年、高中为11年、初中为8年、小学为5年、文盲半文盲为0年。最后，以每一年各级从业人员所占比例为权重进行加权平均，算出了1978—2006年各个年份的从业人员人均受教育年限。
GDP、S和H样本数据如表1所示：
三、产业结构升级与人力资本水平的变量平稳性和协整关系检验
1.变量的平稳性检验
从现有的研究成果来看，宏观经济变量大多不是平稳的，GDP和其他的宏观经济变量往往表现为随机游动(Random walk)。传统的OLS模型的前提是解释变量必须是非随机(nonstochastic)变量，这一点常常被人们所忽略。如果一个变量遵循随机游动，那么传统的OLS将由于变量本身的随机性而导致错误的回归结果。因此有必要对即将用到的变量进行平稳性检查。
所谓平稳性检查，也就是分析变量序列是否存在单位根。如果存在单位根，则变量序列为非平稳序列，否则为平稳序列。本文的单位根检验主要采用ADF单位根检验方法。检验结果如表2所示。
对于变量Ln(GDP)、Ln(S)和Ln(H)，根据表2中的ADF的检验值和临界值的比较，不能在显著性水平5%，甚至10%的水平下拒绝存在单位根的零假设，因此这三个变量存在着明显的非平稳性；同时，这三个变量的一阶差分变量△Ln(GDP)、△Ln(S)和△Ln(H)的ADF检验值的绝对值大于ADF临界值的绝对值，那么这三个差分变量序列为平稳序列。
2.两变量间的协整性检验
协整是对经济时序变量之间相互关系的一种表征，按照经济学的观点：两个经济变量，虽然各自具有长期波动规律，但如果是协整的，则它们之间就存在着一种均衡力量，即存在一种作用机制，使非平稳的不同变量在长期内保持一定的比例关系。并且，只有当两个变量的单整阶数相同时，它们才可能具有协整关系。由上述的变量平稳性检验得知，所研究的这三个变量都是一阶单整I(1)的，所以它们之间可能具有某种长期均衡关系。
本文使用两变量的Engle-Granger检验法来验证变量Ln(S)与Ln(GDP)以及Ln(S)与Ln(H)之间是否存在协整关系。如果两个一阶单整变量序列I(1)的线性组合是平稳序列(即是具有协整关系)，那么其回归残差也应该为平稳过程。因此，对这个线性组合是否为平稳过程的检验，实际上就是对两者的线性回归的残差的平稳性的检验。当残差是平稳的，时序的线性组合就具有协整性。
以ε1和ε2分别表示变量Ln(S)与Ln(GDP)以及Ln(S)与Ln(H)回归方程的残差。ADF检验的结果得出ε1和ε2的ADF检验值分别为4.037和3.105，大于29个观察样本量的ADF检验临界值2.951，所以回归方程的残差是平稳的。这一结果证明了经济增长与结构升级指标S、人力资本水平H与结构升级指标S之间存在协整关系，也就是说，它们之间存在着长期稳定的均衡关系。在此基础上可以对研究变量进行Granger因果关系检验，以确定它们之间的作用方式。
四、产业结构升级与人力资本水平的因果关系分析
1.检验统计量的构造
(1)设定F检验的零假设
H0：β1=β2=Λ=βp=0 (亦即：X不是Y的原因)
(2)计算F分布统计量
①回归出不带原因变量X的自回归方程
yt=c0+∑αtyt-i+vt (式1)
②回归出带原因变量X的自回归方程
yt=c1+∑αtyt-i+∑βtχt-i+μt (式2)
③计算F分布统计量
其中，p为时间序列的滞后阶数，T为观察样本数，RSS0=∑v2t，RSS1=∑μ2t
(3)进行假设检验。
根据F(P，T-2p-1)分布的5%显著性检验临界值，判断X是否为Y的原因。如果F值大于F临界值，那么就拒绝零假设H0，认为X构成了Y在Granger意义上的原因。[5](P304)
2.对江西省产业结构升级与人力资本水平因果关系的实证分析
令y为△Ln(S)，x为△Ln(H)；然后取滞后期阶数p分别等于1、2、3，对结构升级与人力资本水平做Granger因果关系检验。检验结果见表3。
据表3中的因果关系检验数据所示，在人力资本水平变量△ln(H)分别滞后1、2和3个时期的情况下，均拒绝了“人力资本水平变化△ln(H)不是产业结构变化△ln(S)的原因”的零假设；同时，不能拒绝“产业结构变化△ln(S)不是人力资本水平变化△ln(H)的原因”的零假设。
检验结果表明，江西省的人力资本水平与产业结构升级之间的作用关系是：人力资本水平的提高有力地促进了产业结构升级，而产业结构的升级不是人力资本水平提高的原因。
五、产业结构升级与人力资本作用关系的定量分析模型研究
为了进一步弄清楚人力资本水平作用产业结构升级的具体机制，本文将建立江西省产业结构升级与人力资本水平作用关系的误差修正模型。
误差修正模型(error correction model，ECM)是一种具有特定形式的计量经济学模型，它的主要形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出。[5]
1.误差修正模型的建立
(1)方程的初步确定
对于产业结构变化模型，首先设定为
lnSt=c0+∑αilnSt-i+∑βjlnHt-j+εt (式4)
(2)方程的估计与简化
使用STATA8.0来估计这个自回归分布滞后模型。采用OLS法估计(式4)的参数，逐次剔除不显著的变量，得到
lnSt=1.781587+0.563371lnSt-1-0.971595lnHt-3+εt(式5)
参数显著性检验值：(2.98) (3.11) (-2.51)
χ2 = 395.4 P(χ2>395.4)=0.0000AdjustedR2= 0.977640
各解释变量的回归系数都在极高的显著性水平下(0.1%)不为零，拟合优度也很高。
(3)求长期均衡方程，建立误差修正序列
由于ln(S)和ln(H)都为一阶单整I(1)变量，它们之间存在长期稳定的均衡关系。利用STATA软件得出其长期均衡方程后可建立误差修正序列
ecm=ln S+1.872138ln H-7.517901 (式6)
代入lnSt和lnHt的样本观测值，求出ecm序列，作为误差修正模型中解释变量的观测值。通过对该序列的检验，可以得到它是0阶单整的结论，证明了lnSt和lnHt之间确实存在协整关系。
(4)建立误差修正模型
△lnSt=α·△lnSt-1+β·△lnHt-3+γ·ecm+εt (式7)
2.江西省产业结构升级与人力资本水平作用关系的定量分析模型
对误差修正模型(式7)进行估计，剔除不显著的解释变量后，得到了江西省产业结构升级与人力资本水平作用关系的定量分析模型：
△lnSt=-1.916451·△lnHt-3+0.349711·ecm (式8)
其中，△Ln(St)是产业结构转换系数(S)的自然对数的一阶差分值，其经济含义是产业结构升级的速度①；△Ln(Ht-3)是人力资本水平的自然对数的一阶差分值，其经济含义是人力资本水平的提高速度；ecm是误差修正项，体现了长期均衡误差对因变量的控制。该方程的回归系数均通过了参数显著性检验(1%水平)，整体线性比较显著(F(2，23)=25.64，Prob > F =0.0000)，拟合优度较为满意(Adjusted R2= 0.7981)。
根据模型(式8)中△LnHt-3的系数可知，滞后3期的人力资本水平(H)的变化将引起产业结构转换系数(S)相反方向的变化。也就是说，如果人力资本积累的速度提高1%，将引起未来第3年的产业结构升级的速度提高1.916451%。这表明人力资本水平的提高对产业结构的升级具有“乘数性质”的加速作用。同时，误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的修正力度，从系数值0.349711来看，修正的力度是比较大的。这说明江西省正处在经济发展的上升期，产业结构升级速度具有较大的波动性。
六、结论
根据上文的分析，本文得出以下几点结论：
1.根据两变量的协整关系分析，人力资本水平与产业结构变动、产业结构升级与经济增长这两对经济变量之间存在长期的均衡关系，人力资本通过对产业结构变动的作用来间接影响江西的经济增长。
2.人力资本水平的变化与产业结构升级之间存在着长期稳定的均衡关系，尽管它们各自的发展规律不同。人力资本水平的提高可以有力地促进产业结构的升级；而产业结构的变化不是人力资本水平提高的动因。
3.资本水平的提高对产业结构升级具有“乘数性质”的加速效应。人力资本水平的增长率每提高1个百分点，未来第三年的产业结构升级的速度大概会提高1.9个百分点。所以，大力发展教育事业，加强对农民和在职职工的培训，不断提高全社会人力资本水平，不但能提高劳动效率，直接促进经济的增长，而且还可以通过加速产业结构的优化升级来间接推动经济发展。可见，人力资本对经济增长具有双重推动作用。
4.江西省产业结构升级的速度具有较大的波动性，应采取适当的宏观调控政策确保国民经济持续、稳定、健康地发展。
注释：
①△Ln(St)经济含义的推导：△Ln(St)=Ln(St)〗- Ln(St-1)=[Ln(St)- Ln(St-1)]/[t-(t-1)]=dLn(St)/dt=△St/St，由此可以看出，△Ln(St)表示St的增长率或变化速度。同理可得，△Ln(H)的经济含义。
[参考文献]
[1]刘晓镜. 国外教育投资对经济增长贡献的计量方法[J].教育与经济，1995，(4).
[2]徐瑛，陈秀山，刘凤良. 中国技术进步贡献率的度量与分解[J].经济研究，2006，(8).
[3]Robert E. Lucas. On the Mechanics of Economic Development [J].Journal of Monetary Economics，1988，(22).
[4]陈平，李广众.结构升级、资源转移与经济增长[J].上海经济研究，2000，(12).
[5]James D. Hamilon.Time Series Analysis[M].New Jersey：Princeton University Press，1994.
【责任编辑：莉 茹】
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作者：戴启文 杨建仁
有关计量经济学的国民经济论文 篇2：
市场竞争与效率：对我国工业行业的实证分析
[摘 要] 我国的国民经济当中存在一些明显的垄断现象，这些现象在很大程度上与国有产权的大量存在有关。在改革开放过 程中，国内各地的市场化进程产生显著差异，市场化程度可以反映各地的市场竞争状况。本文使用行业内非国有产权 的比例、各地的市场化指数，以及市场集中程度来反映市场竞争程度。在此基础上，实证检验了市场竞争与效率之间 的关系。研究表明，提高市场竞争程度对于增加产出、提高社会福利水平，以及改善创新绩效都具有显著的积极作用。
[关键词] 市场竞争；国有产权；效率
[作者简介] 白 明，贵州财经学院数学与统计分院副教授，经济学博士，研究方向为产业经济学、计量经济学。
(贵州 贵阳 550004)
竞争能够促进资源有效配置的观点已经被普遍认可，垄断的各种弊端也被经济学界所关注。但是，对于竞争的积极作用有多大、垄断的损失有多高，相关的定量分析并不多见。本文结合相关统计资料，实证研究竞争对于我国工业行业效率的影响。
一、竞争程度的度量
产业经济学中主要采用市场集中度指标对竞争程度进行衡量。如果市场集中程度高，说明竞争程度比较低；反之，则相反。反映市场集中程度最直接的指标是行业中最大的几家企业的销售额(或者资产、产值等)占整个行业百分比，通常选择最大的4家或8家企业所占的百分比(分别记为CR4和CR8)进行衡量。本文认为，具体到我国的实际情况，我们还应当考虑到一些在比较完善的市场经济国家所不存在的因素。
目前，我国仍然存在很多限制市场竞争的因素，这些限制性因素主要表现在：一些行业仍然维持着高度的行政垄断，限制非国有经济(特别是内资民营经济)的进入；区域市场分割严重，生产要素和商品在国内各地之间的流动受到很大限制；非国有经济难以获得足够的金融支持，融资受到严重制约。虽然这些问题的产生有很多原因，但国有产权的影响显然是重要的原因之一。主要理由如下：
第一，特殊的公司治理机制，使得国有企业中的实际控制者并不需要为企业经营成本负责。掌握国有企业实际控制权的主管部门、企业领导人、企业职工出于部分利益的考虑，往往追求企业规模最大化、企业总支出最大化等目标，这就为市场的不公平竞争提供了产权基础。为了避免这些不正当竞争的大量出现，政府对国有企业之间的竞争进行严格限制，为他们划定各自的“势力范围”。
第二，传统体制下国有企业对市场的垄断形成了大量的既得利益集团，他们对我国的政策体制能够产生不可忽视的影响。这为下一步的改革设置了很多障碍，也直接限制了市场竞争的顺利展开。
第三，国有企业的公司治理机制、政策负担以及预算软约束，导致其效率低下。如果离开行政管制的保护，它们将很难在市场竞争中生存。所以，政府对国有企业大量存在的行业设置严格的市场进入壁垒，限制民营经济的进入。
目前，我国存在限制市场竞争的一些现实问题，都和国有企业的存在、国有企业的低效率有关。根据这一现实，本文用行业固定资产净值当中非国有产权的比例来衡量市场竞争程度的相对高低。非国有产权比例越高，表明限制竞争的力量越大，竞争越不充分；反之，则相反。同时，我们也将分析市场集中程度的影响。
通过考察我国工业内部37个行业民营经济比重及其变动，可以看出：近年来，在服装及其他纤维制品制造业、皮革毛皮羽绒及其制品业、家具制造业、文教体育用品制造业、塑料制品业，以及金属制品业等行业中，由于政府限制较少、所需资金不多，从而有大量的民营资金进入；而在石油和天然气开采业、煤炭采选业、烟草加工业、石油加工及炼焦业、煤气生产和供应业，以及自来水的生产和供应业等行业，政府严格限制非国有经济成分的进入。所以，在这些行业民营经济所占的比重微乎其微。
在市场集中程度方面，各个行业近年来的CR4和CR8没有明显变化。在我国工业行业，那些限制非国有经济进入的行业通常还都维持着很高的市场集中程度，在国有产权比重和市场集中程度之间存在显著的正相关(二者之间线性相关系数大约为76%)。也就是说，这些行业的垄断具有双重特点：不仅限制非国有经济的进入，而且在国有经济比重高的行业其市场集中程度通常也比较高。
在我国现阶段，还应当注意到各个区域不同的具体情况。我国的改革不仅在行业上不是同步展开，在不同区域改革的进展也大不相同。到目前为止的改革大多采用“试点——推广”的模式，再加上各地的历史、文化、产业结构等的不同，以市场化为特点的改革在各地所取得的成就也大不相同。国内学者对市场化衡量的研究以樊纲等人的研究最具代表性。他们从非国有经济的发展、政府和市场的关系、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织的发育和法律制度环境这5个方面，利用25个基础指标，运用主成分分析法，计算我国各省、市、自治区的市场化指数。目前，已经公布的经济市场化指数包括1997年以来各年份的有关指标。下文将采用樊纲等学者所测算的各地市场化指数来反映我国各省、市、自治区的市场化进程。
在我国，各个行业的市场准入条件各有差异，这导致了改革开放过程中各个行业民营经济所占的比重不同。同时，由于改革在各个地区也不是同步进行，各个地区的市场化进程也不完全同步。再加上诸多因素的影响，使得我国国内存在严重的地区市场分割，这就使得在省级层次上市场竞争程度又有所不同。也就是说，既存在“条条”(行业)上的限制，也存在“块块”上的制约。对于标准的产业经济学教科书来讲，在一个国家范围内，“行业”即是“市场”。但具体到我国，就必须同时考虑行业和地区因素。
虽然在各个区域内部的市场也并不完全统一，我们这里并不继续细分，对全国市场只分解到省级层面。对行业的分析则借助于国家统计局工交司的《中国工业经济统计年鉴》，对工业部门内部37个行业进行分析。
为了反映不同地区各个行业竞争程度的差异，这里使用行业民营经济所占的比重(ratio)与各地区市场化指数(mar)的乘积作为各地区不同行业竞争程度的代表(cont)。i地区j行业可竞争指数(contij)的计算方法为：contij=mari×ratioj
二、效率的衡量
对行业(和企业)效率的衡量，既要考虑衡量方法的合理性，也要考虑获取数据资料的可能性。EVA、MVA、托宾Q等指标的科学性和合理性需要比较完善的金融市场、产品市场，以及经理人市场作为前提条件，还需要企业会计信息可靠性作为保障。这些条件至少在当前阶段还远远不能满足要求。
不少学者对效率的分析主要使用的是利润率指标，但是，利润率对于竞争比较充分的市场是有价值的。如果一些市场依靠行政管制维持着高度垄断(如我国的石油、电信等行业)，企业的利润主要来源于其市场势力的滥用，此时的利润率并不能反映企业真实的效率。同时，我国目前仍然存在着大量的国有企业，由于国有企业目标的多元化和复杂性，利润率指标显然不能完全反映企业和行业的经营效率。另外，和劳动生产率等其他单因素指标一样，利润率指标未能考虑其他投入要素的贡献，所以，也不能全面地反映企业或行业利用各种资源进行生产经营的效率。
有鉴于以上实际情况，结合可以使用的数据资料，本文认为：在一些市场垄断比较明显、竞争不够充分的前提下，利润率指标并不可取；企业利用投入要素新创造的增加值、企业对社会福利的影响，以及企业的创新效率这些方面的指标更能反映他们的真实经营绩效。
在以下的实证分析中，我们首先考察市场竞争程度对产出的影响，主要分析行业利用同样的投入要素所创造的增加值的不同；再分析市场竞争与社会福利之间的关系；最后，分析市场竞争程度对行业创新效率的影响。
三、实证分析
(一)市场竞争与产出效率。我们首先选择各省工业内部37个行业有关数据资料分析市场竞争对于产出效率的影响。所用的数据资料是1999和2002年相关统计数据，在剔除了部分数据不完全的样本之后，得到1434组样本值。以工业增加值的自然对数[ln(value)]作为被解释变量，解释变量包括固定资产净值的自然对数[ln(cap)]、从业人数的自然对数[ln(emp)]、区分2002年数据的虚拟变量(d02)和市场竞争程度(cont)。由于样本较大，需要对异方差问题保持警惕。所以，我们在下面列出了异方差——稳健性标准误。模型的回归拟合结果见式(1)：
ln(value)=-0.654+0.822ln(cap)+0.166ln(emp)+0.345d02+0.050con (1)
(0.0683) (0.0266) (0.0252) (0.0335) (0.0108)
R2=0.8654，R2=0.8650，F=2297.369
注：括弧内数字为异方差——稳健性标准误；各系数均能通过1%水平的显著性检验。
从式(1)来看，市场竞争程度对行业增加值的影响是显著的：在资本和劳动投入不变的情况下，市场竞争程度每提高1个单位，可以使工业增加值提高大约5%。2002年717个样本的竞争程度指数平均为2.48，中位数为2.44，最大值为7.89，最小值接近于0。如果在短期内我国各地市场化指数平均能够达到8，各行业民营经济比重能够达到80%，这将使我国的市场竞争程度平均能够达到6.4左右，和现有水平相比，能够提高大约4个单位。在其他条件不变的情况下，将使各行业的工业增加值大幅上升。这表明，提高市场竞争程度，对于有效配置资源、增加产出具有显著的积极作用。
(二)市场竞争与社会福利。分析市场竞争对社会福利水平的影响可以从多个角度进行，这里我们主要分析垄断行业通过滥用市场势力对下游用户利益的争夺。
我国的垄断行业长期以来存在一个显著特点：价格上涨频繁、上涨幅度较大。考察1995-2005年间我国工业内部14个行业的国有产权比例和产品价格变动情况，我们可以发现，这期间我国工业各个行业产品价格变动幅度悬殊很大。总体来看，市场竞争程度低的行业，其产品价格上涨幅度超过竞争程度高的行业。虽然影响产品价格变动的因素很多，如投资品价格变动、市场结构的影响、国家的相关财税体制变化、需求变动等，但是在众多的影响因素中，市场竞争程度显然是重要的影响因素之一。表(1)按照国有产权比例，从高到低对各个行业在此期间价格变动的幅度进行对比。
和1995年相比，2005年我国工业产品出厂价格平均上涨8.49%，石油、电力和煤炭等垄断行业产品价格上涨明显较快；而在竞争程度较高的行业，其产品价格上涨幅度普遍较小，一些产品甚至价格下降。
如果将国有产权比例、CR8和价格变动放在一起，可以发现三者之间存在很高的正向线性相关(见表2)。
我们有理由认为，垄断行业的所谓“效益”，主要来自于其对市场势力的滥用。他们所获得的利润，更多地意味着对消费者和下游厂商利益的争夺。如果市场缺乏竞争，企业的利润越多，也就意味着社会福利损失越大。
(三)市场竞争与创新绩效。利用第一次全国经济普查提供的有关企业创新活动的数据资料，我们还可以分析市场竞争对行业创新效率的影响。我们首先来看，作为创新重要表现的发明专利拥有量与市场竞争程度之间的关系。采用各行业发明专利拥有量的自然对数[ln(patent)]作为被解释标量，以科技经费筹集总额的自然对数[ln(rdinv)]作为创新活动的投入指标，分别以行业中非国有经济的百分比[ratio]和行业中最大8家企业占市场份额的百分比(CR8)代表市场竞争程度，可以得到以下回归结果：
ln(patent)=-8.423+1.041ln(rdinv)+0.017ratio (2)
(1.1553) (0.0877) (0.0050)
R2=0.8080，R2=0.7971，F=73.6843
注：同式(1)。
式(2)的回归分析表明，企业科技活动经费的增加能够显著增加发明专利的拥有量，经费投入每增加1%，大约发明专利拥有量也增加1%；市场竞争程度增强能够显著促进科技经费的利用效率，非国有经济比重每增加1个百分点，能够使得相同的经费投入多产生大约1.7%的发明专利拥有量。实证分析还证明，市场集中程度的提高不仅不能够促进科技经费使用效率的提高，反而使得效率下降，市场集中程度(CR8)每增加1个百分点，同样科技经费的投入所带来的发明专利将减少大约2.2%(在10%的水平上显著)。这充分说明，竞争促进了创新效率的提高，而限制竞争则使得创新效率下降。
参考文献：
[1]白明，李国璋.市场竞争与创新：熊彼特假说及其实证检验[J].中国软科学，2006，(11).
[2]樊纲，等.中国分省市场化指数：各地区市场化相对进程报告(2002)[M].北京：经济科学出版社，2004.
[3]樊纲，等.中国各地区市场化相对进程报告[J].经济研究，2003，(3).
[4]中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴(1996- 2006)[J].北京：中国统计出版社.1996-2006.
[5]中华人民共和国国家统计局工交司.中国工业经济统计年鉴(1996-2006)[J].北京：中国统计出版社.1996-2006.
[6]戚聿东.中国经济运行中的垄断与竞争[M].北京：人民出版社，2004.
[责任编辑：陈 瑾]
作者：白 明
有关计量经济学的国民经济论文 篇3：
中国通货膨胀原因的实证分析
摘 要：本文选用1991-2012年度的有关数据，通过实证分析发现，影响我国通货膨胀运行的一个重要因素是货币供给量的变动，即广义货币供给增长与通胀存在正相关关系，而作为总需求主要部分的投资与消费的变动却与通胀存在着弱负相关，这与现实状况相反。因此本文认为，影响我国通货膨胀的一个重要因素是货币因素，投资和消费对通胀的传导机制则有待进一步分析。政府部门如果想要控制通货膨胀，那么必须谨慎选择货币政策。
关键词：通货膨胀 回归分析 格兰杰因果关系检验 货币供应量
一、引言
通货膨胀是宏观经济运行状况的重要指标，它不仅直接影响居民的生活水平，也对一国的经济发展起着促进或牵绊作用。当通货膨胀处于温和水平时，它能促进经济社会的平稳发展，但当它持续高位运行时，则会严重牵绊经济的发展。通货膨胀是一个到处扩散其影响的运动过程，几乎每一个经济单位都或多或少受到它的影响。概括来说，通货膨胀的经济效应主要有两方面，通货膨胀的再分配效应和通货膨胀的产出效应。通胀对靠固定的货币收入维持生活的人极其不利，其收入水平是固定，但是货币购买力随着通胀的持续而不断下降，严重影响他们的生活水平，这些人群主要包括那些领取退休金和救济金的人，以及工薪阶层。通货膨胀还可以在债务人和债权人之间发生再分配的作用，它通过牺牲债权人的利益而使债务人获利。通货膨胀还使得人们的储蓄缩水。通货膨胀的产出效应也有几个方面，其一是通胀伴随着产出和收入的增加，实质是需求拉动型的通胀刺激的产出，这就是一些经济学家坚持认为温和的或爬行的需求拉动通胀对产出和就业有扩大效应的论据。其二是成本推动型通胀导致产出下降，引致失业，最后是持续恶性通胀导致经济系统崩塌。随着通胀不断上升，经济主体会产生通胀预期，会导致过度消费，储蓄减少，利率上升，投资萎缩，由于生活成本上升导致工资要求增加，企业扩大规模和就业积极性逐渐下降。因此，政府应谨慎对待通货膨胀，并制定有效的经济政策控制疏导，让其处在一个合理可行的水平，这对国民经济的平稳运行，人民生活水平的改善提高，都有重大意义。
二、理论综述
通货膨胀的根源不止一个，许多因素都可以引起通货膨胀的产生，只是影响的程度不一样。现代关于通货膨胀的理论研究，主要有以下几种：
（一）需求拉动型通货膨胀
投资、净出口或者政府支出的变动，都可以引起总需求的变动，并促使产出增加，使其超出经济社会的自然产出能力。因此，不管是什么因素导致总需求过度增长，都会发生需求拉动型通货膨胀，使得物价上升以平衡总供给和总需求。也即，由于需求方的货币竞相追逐有限的商品供给，从而使得价格被拉升，又由于失业率下降，劳动力变得相对稀缺，工人工资也被抬高，所以通货膨胀会加速起来。而且当政府面临财政赤字时，它往往倾向于通过印刷钞票来弥补赤字，由此带来极具破坏性的需求拉动型通货膨胀。大规模的赤字和货币供给的快速增长使得总需求大幅增长，而后者发过来使得价格水平大幅上升。两个鲜明的例子是：德国央行在1992-1923年间曾印制出数万亿马克来弥补支出，这些马克涌入市场去疯狂追逐燃料和生活必需品，导致德国当时的物价水平成十亿倍上涨；20世纪90年代初，前苏联政府为了填补其预算赤字，大量印制卢布，结果使得每月通货膨胀率达到25%或每年1355%。
（二）当做货币现象的通货膨胀
著名经济学家、货币主义主要代表人物弗里德曼说过：通货膨胀在任何时候都是因货币引起的。货币数量论认为，每一次通胀背后都有货币供给的迅速增长，其理论模型是著名的费雪方程式：
上式中，M为货币供给量，V为货币流通速度，P为价格水平，y是实际产出水平。MV反映的是经济中的总支出，Py代表着名义收入水平，因经济中对商品和劳务支出的货币额即是商品和劳务的总销售额，所以等式两边相等。对此式进行变量动态化变形：
等式两边取对数并对时间t求导可得：
式中，π 为通货膨胀率，m为货币供给增长率，v为货币流通速度变化率，y为产出增长率。由该式可知，通货膨胀源自三方面：货币流通速度的变化、货币供给、产出水平。一般认为，短期内v是个不变的常数，若产出处于其自然水平，那么货币供给的变动则是通胀的基本原因。
（三）成本推动型通货膨胀
成本推动型通货膨胀理论是从供给方面说明为什么会发生一般价格水平上涨的理论，即在没有超额需求的情况下由于供给方面的成本提高所引起的一般价格水平持续显著上涨。它认为成本因素中最重要的构成是工资。工资推动的通货膨胀指不完全竞争的劳动力市场造成的过高工资引致的价格水平上涨。在完全竞争市场上，工资取决于劳动的供求，工资提高不会导致通货膨胀；而在不完全劳动力市场上，由于工会组织的存在，工资不再是竞争环境下的工资，而是工会和雇主集体议价的工资，并且由于工资增长率超过生产率增长率，工资提高就导致成本提高，从而导致一般价格水平上涨。（西方学者认为，劳动生产率，工资率和通货膨胀率之间有这样的数量关系：通货膨胀率=货币工资增长率-劳动生产增长率）。工资提高引起价格上涨，价格上涨又引起工资提高，这样，工资提高和价格上涨形成螺旋式的上升，即所谓工资—价格螺旋。
但在实际经济中，不管是货币供给的变动，或需求与供给的变化，都会引起通货膨胀，单从一方面不足以说明一般价格的持续波动，因此，分析通货膨胀的原因，应当同时从多方面因素考虑。
三、建立模型
由于影响通货膨胀的因素有多个，本文用多元线性回归模型进行分析。对于货币因素引起的通货膨胀，从数据来看，可用历年广义货币供给量增长率来表示货币因素；而需求拉动型因素，因投资和消费的比例关系反映的是经济增长中最终需求的两个主要方面，因此用投资和消费的数据表示总需求因素，又由于在实际中，常用全社会固定资产投资总额和社会消费品零售总额来代替总需求中的投资和消费，因此，本文用社会固定资产投资增长率和社会消费品增长率来表示总需求变动；对于成本拉动型通货膨胀，应指出的是，尽管近年来我国劳动力成本有逐年上升趋势，统计数据显示，从2009-2012年中国劳动力基本工资年增长率逐年递增，分别达到6.3%、7.5%、9.7%和9.8%，但不可否认的是，自改革开放以来，我国一直处于劳动力丰富且劳动力成本处于相对优势的状况，可以预知的是，在未来相当长一段时间内，我国还将处于二元经济结构相对不发达阶段，第一产业富余劳动力还需要持续实现转移，劳动力规模仍然庞大、充足供给将长期存在。同时，由于我国制造业仍处于国际分工低端，利润水平低下，劳动力工资水平仍然较低且这一现象也将长期存在。因此，对于成本拉动型的通货膨胀，本文不予以研究。模型建立如下：
式中，π为通货膨胀率，m为货币供给增长率， I为社会固定资产投资增长率，C为社会消费品零售增长率，μ为误差项，β0为常数项。
四、数据描述与统计分析
由于涉及时间序列问题，有必要进行平稳性检验。因为经典回归分析是建立在数据平稳这一假定条件下的，否则，通常的t和F等假设检验则不可信。而且，在现实经济中，实际时间序列数据往往是非平稳的，主要的经济变量如GDP、消费往往表现出一致的上升或下降。
由检验结果可知，所有变量在5%的置信水平下都通过了平稳性检验，因此，本文所用数据都是平稳的，适合建立回归模型进行分析。用Eviews对上述模型进行回归估计，得出以下结果：
从估计的结果来看，该模型拟合优度适中，说明通货膨胀还受到其他因素的影响，单纯靠货币供给量和需求的变动还无法完全解释通货膨胀的成因；方程总体线性是显著的，在5%的显著性水平下，只有变量m是显著的，其系数为0.7，而其余变量均不显著，说明了货币供应量的变动对通货膨胀的影响是很高的。一个很明显的特征是，和C前的系数为负数，明显与现实情况不符合。因为一般来说，在其他条件不变时，投资和消费的增长会带来物价水平的上升，即造成需求拉动型通货膨胀。
为进一步分析上述自变量与因变量之间的关系，再进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下：
在5%的显著性水平下，拒绝M不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是M的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，M即货币供给量的增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
在5%的显著性水平下，拒绝I不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是I的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，投资增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
在5%的显著性水平下，拒绝S不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是S的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，消费增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
五、结论及政策建议
从以上分析可知，货币供应量的变动对通货膨胀有重要影响，二者之间的相关系数很高。虽然投资和消费对通货膨胀的影响并不显著，但并不等于它们对通货膨胀没有影响，只是说在回归分析上无法得到合理的解释。而通过格兰杰因果关系检验可知，货币供给量、社会固定资产投资及社会消费品总消费的变动都是通货膨胀的格兰杰原因。总的来说，因果关系不同于相关关系，而且从一个回归关系式中并不能确定变量之间是否有因果关系，虽然我们说解释变量是被解释变量的原因，但是这一因果关系是先验确定的，或者说是在回归之前就已确定的。因此，本文的分析结果表明，货币供应量的变动对通货膨胀的运行具有显著的影响，而投资与消费对通货膨胀的传导机制则有待进一步研究。
通货膨胀对宏观经济运行有着重要影响，如前文所述，合理的通货膨胀水平能促进经济平稳发展，有助于人民生活水平的提高，而恶性的通货膨胀则严重牵绊着国民经济的发展，并使得人民生活水平的急剧下降。因此，合理的货币政策，必须实际符合国民经济发展的客观需要，不能为满足行政目标滥用货币政策，否则会带来严重的不良后果。在此，货币主义学派的单一规则倒是值得借鉴，即货币供应量的增长率应大致与国民经济增长率和人口增长率之和相适应。
参考文献：
[1]保罗·萨缪尔森[美]，威廉·诺德豪斯[美].经济学[M].人民邮电出版社，2008.
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责任编辑：杨再梅
作者：邓林