人均GDP范文（精选11篇）
人均GDP 第1篇
关键词：内蒙古经济,人均收入,人均GDP
结合近年来统计部门对外发布的数据, 可知近年来内蒙古各盟市人均GDP增长速度较快, 并且和全国各个地区相比, 无论是人均GDP数值还是GDP增长速度, 均位列前茅。从这些统计数据可以看出近年来自治区各盟市经济发展势头良好, 增长迅速, 但数据仍反映出, 虽然内蒙古各盟市人均GDP在全国位列前茅, 但人均可支配收入占人均GDP比例依然较低。
首先要明确人均GDP和人均可支配收入两个概念。人均GDP是与生产有关的概念, 人均可支配收入是一个和收入有关的概念, 两者是完全不同的, 是两种不同的统计方法。人均GDP指一国经济在核算期内最终产品总量除以所有常住单位人口、得到的数量, 而人均可支配收入是指居民在支付个人所得税、财产税及等其它经常性转移支出后所余下的实际收入。人均GDP不仅事实上要远大于人均收入, 而且人均GDP仅仅能反映经济增长数量情况, 并不能反映成本、效益、结构、分配、以及生态环境等情况。但总体而言, 一个地区的人均GDP数值较高, 相对的人均可支配收入也高, 而地区的人均GDP相同, 人均可支配收入可能会有非常大的差距。
将GDP分为四个部分。第一部分是劳动者报酬, 即全体劳动者全部税前收入, 其中包括工资、社保、其他福利、个人所得税。第二部分是生产税净额, 是政府在生产过程中收取的以增值税为主的税收。第三部分是固定资产计提折旧, 是指在生产过程中所消耗的资本。第四部分是营业盈余, 主要是包括企业所得税在内的企业税前利润。人均收入占人均GDP的比例有一个大致范围。这个比例在市场经济的一般是40%至50%, 而并非能达到100%水平。该比例在经济发展水平高的发达国家较高, 而经济发展水平低的发展中国家相对较低一些。数据显示2011年我国人均可支配收入占人均GDP的比例为41%, 这个数字低于美国等发达国家, 但也基本符合发展中国家平均水平。此外, 还应明确一点的是, 人均收入与等人均在岗工资也并不能划等号, 在岗工资数额要显著高于人均收入, 这是因为在一个国家中并非每个人都是劳动者, 西方国家很多家庭夫妻双方只有一个人在上班, 此外, 还包括老年人, 待业失业人群及未成年人群体。这说明了一个国家产生的财富, 并不能100%转化为国民收入, 还要有相当的比例用于再生产、科技研发、基础设施建设、军事开支等。
针对内蒙古人均GDP数值较高而人均可支配收入占人均GDP比例较低这种现象, 得出分析如下:
(1) 自治区经济快速发展但人均可支配收入并没有同步跟进。这种现象从侧面反应出地区经济增长质量较差, 主要依靠政府投资拉动经济增长, 这种增长是低质量、低效益的。以内蒙古为代表的北方地区, 是资源型城市, 以重化国企为主, 这种经济结构GDP的增长对政府收入提高作用较大, 而对提高就业率和百姓收入水平意义不大。此外, 由于经济发展以央企、国企为主导, 对民营企业会造成一定程度的冲击, 产生“挤出效应”, 民营企业进入门槛随之提高。按照对人均GDP评价, 内蒙发达程度大于广东, 而内蒙人均可支配收入落后于广东省, 这在一定程度上可以归结于广东等沿海省份民营企业较为发达, 可以大量创造就业, 企业发展与百姓的收入提高的关联度较高。而衡量一个地区富裕与否并非是看人均GDP而主要看人均可支配收入, 世界银行和国际货币基金组织每年都会公布各国的人均GDP和人均GNI (实际购买力核算的收入水平) 数据。
(2) 内蒙古得出人均GDP偏高, 在一定程度上与当地人口基数较少有关。而这一现象仅表明了人均产值达到较高状态, 在产值贡献当中的许多产业并非是富民产业, 在统计数据中央企创造的贡献所占比例较大, 并没有直接反映到居民收入提高上。人均可支配收入偏低, 劳动者报酬相应偏低, 容易滋生对收入不满的情绪, 对收入的不满直接导致居民产生“物价上涨”、“买不起房”、“家庭收入偏低”等相关幸福感下降心理感受。从经济学角度来说, 幸福感是用货币来衡量的, 也就是说, 一个人可支配收入越高, 就应该感到越幸福。虽然现实并非完全如此, 但不可否认, 收入水平是衡量生活质量的重要标准。因此仅仅依靠高速的GDP增长远远不够, 应当在加快经济发展同时注重提高城乡各地区居民的可支配收入, 提高民众对经济发展成果的分享程度。当前自治区大力发展经济的政策导向是正确的, 但经济发展过程中还存在相关公共服务不完善的缺点, 例如医疗、教育等方面, 经济发展过程中要同时关注“效率”和“公平”。自治区当前发展而言, “公平”滞后于“效率”。虽然内蒙早已不是人民心目中“骑马上学”的年代, 但依据人均GDP水平较高而将其发展列为发达行列, 无论是在内蒙古人民还是全国各族人民心中都保有一定的问号。自治区在“国富”的同时有没有达到“民强”, 是值得我们深思的问题。
(3) 受自治区产业结构限制, 地区产业以资源型为主, 服务业发展尚不健全, 服务业发展总量小, 发展水平低, 发展动力不足, 直接制约了其吸纳就业的能力, 造成居民收入水平偏低。自治区片面发展工业, 盲目追求经济发展, 大量资金流入工业企业, 产业结构存在不合理。传统的服务业水平较低, 现代服务业发展不充分, 服务业的资金投入力度不足, 投资结构不合理。信息传输计算机服务、软件业、金融业、租赁和商务服务业、科学研究业、批发零售业、住宿及餐饮业和全国相比均存在一定的差距。
从上述分析中可以看出我区经济发展尚且存在很多的薄弱环节, 有待进一步的完善。反映出当前自治区经济发展过程中分配机制不完善, 经济增长方式过于粗放, 产业结构不合理、城镇居民收入来源单一等一系列问题。自治区在贯彻落实8337发展思路的同时, 要学会妥善处理经济发展中面临的问题, 客观看待人均GDP与人均可支配收入的问题, 推动自治区经济持续健康发展。具体而言, 可以从以下几个方面重点加以关注:
(1) 关注自治区经济发展“短板”问题。当前随着转变经济增长方式、调整经济发展结构、促进全面改革、惠及民生的不断深入, 单纯依靠投资促进经济增长的弊端日益暴露, “短板”问题是指自治区服务业发展尚待完善等相关问题, 在今后发展过程中, 自治区应加大对“短板”问题的关注, 加大对服务业的投入力度, 放宽准入, 完善服务业相关政策制定。强化服务业的品牌培育建设, 围绕自治区区域特色创立现代服务业知名品牌, 带动全区经济合理发展。
(2) 城乡区域协调发展, 坚持以人为本, 推进城镇化建设。民生是发展的重点。要始终坚持以人为本, 在今后发展过程中, 关注经济发展速度的同时, 更要关注经济发展质量, 推动自治区人民提高生活水平, 推动城乡协调发展, 早日达到共同富裕, 实现经济及社会的全面协调可持续发展。
(3) 增强发展活力和发展动力, 全面深化改革, 调整产业结构, 拓宽城乡居民收入来源。收入问题和分配问题依旧是居民关注的焦点, 在今后改革过程中, 要加大改革力度和改革涉及范围, 切实关注民生, 提高收入分配的公平度、透明度, 促进产业结构优化升级, 拓宽居民收入领域, 带动内蒙古经济合理发展。
参考文献
[1]李灵异.内蒙古服务业发展现状研究[J].现代商业, 2014, 12, 18:129-130.
人均GDP 第2篇
甘肃省各地市人均GDP的马尔可夫预测及变动分析
根据甘肃的实际情况和国内比较普遍的观点,将其14个地市的人均GDP情况划分为5种状态,然后使用Markov方法建立一个预测其各地市人均GDP在和后发展状况的分析模型,利用此模型对甘肃各地市人均GDP的.演化和变化情况进行了科学的分析和预测.它对研究甘肃各地市的经济发展和保持各地市经济发展的均衡,实施宏观调控具有一定的参考价值.
作 者：梁盛泉 Liang shengquan 作者单位：甘肃畜牧工程职业技术学院,兰州,733006 刊 名：中国农业资源与区划 ISTIC PKU英文刊名：CHINESE JOURNAL OF AGRICULTURAL RESOURCES AND REGIONAL PLANNING 年，卷(期)：2007 28(2) 分类号：P4 关键词：人均GDP 马尔可夫链 预测人均GDP 第3篇
2010年，汇丰全球研究部门(HSBC Global Research)发表了一份长达250页的报告，报告预计，到2020年，中国至少6个省份的年国内生产总值(GDP)规模将赶上俄罗斯。
《中国经济周刊》根据2011年各省、区、市政府工作报告、各级统计局、世界银行和国际货币基金组织（IMF）发布的最新数据推算，GDP全国排名第一的广东已赶上世界排名第16位的荷兰，距离世界排名第9的俄罗斯，还差7个身位。
“尴尬”的人均GDP排名
据测算，广东以5.3万亿（约合8480亿美元）比肩2011年世界排名第16位的荷兰（约合8582.82亿美元）。被排名前8的中国省份超过的国家还包括世界排名第18位的土耳其（江苏和山东）、第23位的比利时（浙江）、第25位的挪威（河南）、第26位的奥地利（河北）、第29位的伊朗（辽宁）和第30位的泰国（四川）。
不过，当我们把比对的参数从GDP总量换成人均GDP的时候，“从欧洲到非洲”的现象却比比皆是。GDP总量与荷兰对应的广东，人均GDP（约为8130.14美元）还不如南非（人均GDP世界排名第71位，约为8342美元）；GDP总量比肩泰国的四川，人均GDP（约4183美元）只比阿尔巴尼亚（人均GDP世界排名第100位，约4131美元）好一点。
對此，北京师范大学经济与工商管理学院金融系教授贺力平告诉《中国经济周刊》，统计反映的情况和中国整个的经济情况比较一致：国土面积大，人口多，经济总量全球排位很靠前，人均指标比较靠后。但近些年来，中国的人均指标也一直在提高，在世界银行的中等收入组里（又细化为上中等、下中等）已进入“上中等”阶段。
贺力平进一步指出，“对于那些人口超过千万的省份来说，‘过万亿’的意义还是比较大，先把盘子做大，才能保证人均产值提高”。
“追赶者”的难题
根据2010年英国《经济学家》做的一份中国省份与世界各国人均GDP参照表的数据，北京约等于斯洛伐克，天津约等于匈牙利，上海约等于沙特，广东约等于哈萨克斯坦。
时隔一年，《中国经济周刊》根据GDP总量和人均GDP两组官方数据，对二者做了重新对比。
对比发现，我们遇到了“追赶者”的问题。在中国各省份经济发展、人均GDP一直在提高的同时，他们面对的“潜在对手国”也在不断进步，且涨势迅猛。以人均GDP为例，一年前，北京的“对手”是斯洛伐克（约10377美元）；一年后，虽然北京增长到13052.98美元，增长了约25.7％，但是斯洛伐克已经增长到了17889美元，同样的现象也发生在上海、天津、广东等省份。
对此，贺力平告诉《中国经济周刊》，从总体趋势来看，世界各个地区和中国各个省份的经济增长都是个动态的概念，在某个时点做的比较，不是取决于自己，而要看相对增长。即便是都用了GDP来衡量，各国在计算的时候，首先要按照当前的价格计算，这里面就可能包含通货膨胀的因素。而在统一转换成美元比较的时候还包含着汇率的因素，所以排名的增减并不能完全反映某一地区的经济水平。“国际上也比较常用购买力平价这种方法来对各国的国内生产总值进行合理比较，但是这种方法在应用到一国内部的时候就受到局限，变得不太好运用了。”贺力平说，“除了一些省份的下滑外，还有一种结果是在人民币升值的情况下，即使某个省份没有增长，但在国际排名中还是占优势。”
人均GDP 第4篇
1 中国能源消耗与经济增长的比较
整体上, 由于我国国土面积广大, 所以能源与其他资源的绝对储量比较丰富, 但是相对于我国人口而言, 人均能源资源储量却很低;此外, 由于我国经济发展快速, 以至于对能源的需求量相对较大, 因此可以说我国的能源还是相对不足。
从图1来看, 我国经济增长率在大多数时候是大于能源消耗增长率的, 并且在2004年之前, 人均国内生产总值的对数增长率与人均能源消耗的对数增长率的变化基本趋同, 即同增同减, 但是在2004年之后二者之间的关系趋于模糊。这是因为近几年来新能源和新技术的发展, 使得经济对能源的依赖性变弱;另一方面, 由于能源的有限也同时加速了新技术和新能源的开发。
现在分别就各个年份的GDP与能源消耗的各个组成部分的对数增长率进行比较, 其中, 煤炭、石油属于传统能源, 将其加总做出与GDP之间的对数增长率比较如下:
由于煤炭和石油是传统的能源, 且其消耗量主导了整个能源对经济增长及其他因素的影响。故从图2中可以看出, 煤炭及石油资源对人均生产总值的同向化影响。
从图3可以看出, 人均天然气消费量的对数增长率与人均生产总值的对数增长率之间的关系比较复杂, 但是总体是有同向变动的趋势, 且人均天然气耗费的增长率在2003年以后与人均国民生产总值的对数增长率基本一致, 特别是2007~2010年二者之间的增长率基本一样。同时, 水电、核电、风电等新能源的对数增长率在1984~2012年间波动较大, 但是却呈现出相对平稳的趋势。
为了对人均国民生产总值的增长率以及人均能源及能源的各个组成部分的增长率进行拟合, 先观察各变量间的相关关系, 可以发现GDP对数增长率与人均煤炭及石油消费量的对数增长率之间相关系数较高, 为0.4063, 而人均天然气消费量以及人均煤炭及石油消费量的对数增长率之间的相关系数也较高, 为0.4021。
2 GDP与人均能源消费量的对数增长率的实证研究
2.1 模型的数据及其来源
根据《中国统计年鉴 (2012) 》及官方有统计以来的“中国能源统计年鉴”, 获得1978~2012年的人均国民生产总值GDP (元) 、常住人口数、能源消费总量TS (万吨标准煤) 以及煤炭和石油的消费量S1 (万吨标准煤) 、天然气的消费量S2 (万吨标准煤) , 水电、风电和核电的消费量S3 (万吨标准煤) , 并对数据进行对数标准化处理, 并求得人均能源消耗量以及能源的各个构成部分的人均消耗量, 得到以标准化单位千克/人的消耗量, 同时得到人均能源消费总量的对数LNTS、人均煤炭及石油消费量的对数LNS1、人均天然气消费总量的对数LNS2, 以及人均新能源包括水电、核电、风电等消费量的对数LNS3。
2.2 模型的初步建立及检验
2.2.1 对GDP的对数LNGDP和能源消费总量的对数LNST的线性回归
利用EVIEWS得到回归结果如下:
该模型表示, 当人均GDP的增加1%时, 平均来说可以导致人均能源消耗增加0.298586%。该回归模型的拟合优度为0.9298, 说明解释变量人均国民产出的对数LNGDP对人均能源消耗的对数LNST有较高的解释水平。
对回归系数的t检验。针对H0:β1=0和H0:β2=0, 对于自由度为N-2=32的T分布, 查得在0.05的置信水平下, T (32) =1.693889。由于T (β1) =37.72754>T (32) =1.693889, 以及T (β2) =20.58739>T (32) =1.693889, 故应该拒绝H0:β1=0和H0:β2=0, 这表明, 人均GDP对人均能源消耗确实有显著影响。
2.2.2 对GDP的对数LNGDP和煤炭以及石油消费总量的对数LNS1的线性回归
利用EVIEWS得到回归结果为:
该模型表示, 当人均GDP增加1%时, 平均来说可以导致人均煤炭和石油消耗量增加0.28561%。对回归系数的t检验, 拒绝原假设两个参数统计不显著, 表明人均GDP对人均石油和煤炭能源消耗确实有显著影响。
此外, 对于上述两个线性回归方差, 可以发现, 若分别做GDP对数与人均能源消耗量的对数以及人均煤炭和石油消耗量对数的一元回归, 有基本一致的良好结果。总结其原因, 是因为:煤炭和石油占总能源的大部分比例, 故分别做国民生产总值与这两部分的回归, 得到的结果基本一致;煤炭和石油作为传统的能源, 比起天然气、风能、核能等系能能源来说, 对国民生产总值的影响是主要的。
2.2.3 对GDP的对数LNGDP和天然气消费总量的对数LNS2的线性回归
利用EVIEWS得到回归结果为:
对回归系数的t检验显示表明人均GDP对人均天然气能源消耗的影响不是十分显著。
这是因为天然气较传统能源煤炭和石油对生产的影响小, 且由于其普及的时间晚, 发展速度不稳定, 故当用人均国民生产总值对其的对数回归时, 会产生拟合不优的结果。
2.2.4 对GDP的对数LNGDP和水电、核电及风电消费量对数增长率LNS3的线性回归
利用EVIEWS得到回归结果为:
该模型表示, 当人均GDP增加1%时, 平均来说人均能源消耗将增加0.462952%。该回归模型的拟合优度为0.960148, 说明解释变量人均国民产出的对数LNGDP对人均水电、风电以及核电等新能源消耗的对数LNST有较高的解释水平。对回归系数的t检验表明人均GDP对人均水电、风电以及核电等新能源消耗确实有显著影响。
虽然从之前的数据可以得出水电、风电以及核电等占能源的比例小, 但是当与国民生产总值进行对数一元回归时, 却可以得出回归良好的效果。分析其原因, 可能是因为水电、风电以及核电等新能源的应用级发展代表了新型技术的发展和科技的发展, 其作用于国民生产能力, 可以起到促进与提高国民生产能力的作用。
2.3 对模型的总结及分析
从上述对国民生产总值与人均能源消耗总量以及能源各个组成部分的消耗总量的回归可以得出如下几点:
(1) 人均国民生产总值对人均能源消耗的拟合效果较优, 说明人均能源消耗受到人均国民生产总值的影响;
(2) 人均国民生产总值对人均石油、煤炭等传统能源的使用拟合效果与人均能源总消耗的拟合效果类似, 原因是传统能源所占比重较大, 以及其本身对国民生产总值的作用决定;
(3) 人均国民生产总值对人均天然气能源的拟合度不优, 表明天然气的发展与人均国民生产总值的关系不稳定, 由于天然气发展较晚, 且其发展速度在近几年比较快, 以致其与人均国民生产总值的变动率差异较大, 所以拟合效果不明显;
(4) 人均国民生产总值对人均水电、风电、核电等新能源的拟合效果也很好, 原因是新能源的发展可以带动国民经济的发展。
3 政策建议
通过前面的实证分析, 我们研究发现:从长期和短期来看, 中国能源消耗与经济增长都存在较高的同向变动性。为了协调好中国能源消耗与经济增长的关系, 根据以上实证结论, 提出如下政策建议:
(1) 分阶段、分步骤与分时期地实行节能减排政策是必要的。由于经济发展对能源消耗的高度依赖性, 使得严格的节能减排政策会对经济增长产生负面影响。因此, 处理好经济发展与节能减排之间的关系, 分阶段、分步骤与分时期实行节能减排, 可以在维持经济增长的同时产生能源高效利用的效果。
(2) 加快新能源的研究与开发, 提高新能源的品种, 拓宽新能源的供给渠道是重要的。开拓并建立有效的国内国际能源供应渠道, 加大对新能源如太阳能、地热能、海洋能以及氢能等的利用与研发, 可以在刺激经济增长的同时, 保持经济稳定增长。
除此之外, 提高能源利用率也十分重要。促进能源的节约与循环利用, 也可以使有限的能源服务于经济的发展。特别是在当前能源产出与需求间的差距不断扩大的情况下, 为了缓解我国能源政策面临的巨大压力, 加快能源相关科技的发展, 提高能源的利用效率, 力争达到能源的节约与循环利用也显得十分重要。
参考文献
[1]周江.我国能源消费总量与经济总量的关系[A].财经科学, 2010 (10) .
[2]徐小斌, 李传昭, 徐锦绣, 徐小凤.中国东西部省份能源消耗与经济增长关系的比较研究——给予面板数据的协整分析[J].科技管理研究, 2008 (5) .
[3]王会青, 谷志红, 牛东晓.能源消费与经济增长的实证及预测[J].中国能源, 1996 (12) .
[4]肖涛.能源消耗与经济增长关系的实证研究[D].重庆大学博士学位论文, 2011 (10) .
人均GDP 第5篇
北京市近十年来各环商品住宅房价、年人均收入及GDP信息表
年份2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
二环 11060.2 11917.3 13869.6 17342.1 19940.3 25790.1 32110.7 32155.8 35364.6 46903.1 52655.2
三环 12792.5 13500.5 15221.7 16264.2 18231.1 23554.2 27698.0 29466.1 36502.6 35538.3 39842.0
四环 8600.4 8768.2 10108.0 13466.3 14914.3 19591.3 22501.9 25408.5 24393.3 27539.5 31061.4
五环 7388.7 7748.0 8431.7 9448.0 11147.2 14987.8 17122.5 16458.1 18082.1 22918.4 24967.7
年平均工资（元）GDP(亿元）
20728 20405 28348 32808 36097 39867 44715 48444 50415 56061 61386
4315 5007 6033 6970 8118 9847 11115 12153 14114 16252 17801
从2002年到2012年北京市大宗商品（石油，大米价格，钢材）的价格变化表
年份 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
石油价格（元/桶）大米价格（元/斤）钢材价格（元/吨）
328.4
364.04 400.67 454.6 548.5 574.7 668 718.38 824 911.34 936.3
1.08 2.85 2.4 2.16 4.2 4.335 4.05 4.5 4.62 5.1 5.7
人均GDP 第6篇
这是根据日本内阁府2015年12月25日发布的2014年国民经济计算确报得出的排名。日本的人均名义GDP为36230美元, 较上一年年减少6.0%, 连续2年低于上一年水平。按日元换算的GDP虽然出现增加, 但日元兑美元汇率下滑7.8%, 因此按美元换算创造附加值的能力出现减少。
虽然因汇率不同, 无法进行精细比较, 但世界银行等的统计结果显示, 日本已被香港赶超, 而且位于曾被称为亚洲四小龙的新加坡之后。金砖国家紧随其后。日本人均GDP比中国的3倍还多, 中国的人均GDP为8千美元, 但在增长放缓的背景下, 仍增长了8.6%。
人均GDP 第7篇
关键词：二元线性回归分析,SPSS,人均GDP
引言
人均GDP常作为发展经济学中衡量经济发展状况的指标, 它是衡量各国人民生活水平的一个标准。
本文通过第三产业就业人口数这一指标来反映第三产业就业人口数的增长是否会提升人均GDP, 同时国家财政支出的增加一方面也会对人均GDP起到一定的作用。
本文主要针对国家1990—2009年的相关统计数据, 采用二元线性回归的研究方法, 考察人均GDP与第三产业就业人口数、国家财政支出之间的关系, 并利用相应的理论知识, 得出合理性结论, 为研究者的预测提供理论依据。
一、数据来源
本文研究中所涉及的三个变量的相应数据都是来自于国家统计局官方网址, 筛选了从1990—2009年的年度数据作为研究之用。数据来源可靠。以下为本文研究所需数据:
二、线性回归模型的建立
本文采用二元线性回归的方法进行研究。回归分析法在各类预测方法中占据十分重要的地位, 它不仅体现了变量之间的相关性, 同时也从数量关系的角度来划分事物之间存在因果关系;通过回归分析, 可以把两个变量或多个变量间 (预测对象和影响因素间) 的非确定的因果关系转化为确定的函数关系, 并据此预测预测对象未来的发展趋势。
由于本文的自变量为2个, 因而使用二元回归预测法。建立二元线性回归方程:Yt=b0+b1×x1+b2×x2
Yt为人均GDP (元) ;X1为第三产业就业人口 (万人) ;X2为财政支出 (亿元) ;b0, b1, b2为相应的系数。
三、参数估计
使用SPSS软件, 输入数据, analyze→Regression→linear, 以人均GDP为因变量, 第三产业就业人口与财政支出为自变量, 得到输出结果 (见表2) :
此结果中, Constant对应的B值为关系式中的常数b0 (b0=-3 640.037) , 两变量对应的B值分别为其相应的系数b1, b2 (b1=0.385, b2=0.262) 。
注:a.Dependent Variable:personalGDP。
Beta列中的值为标准化后的变量系数, Sig.的值均<0.05, 可认为影响显著。
于是可以得到二元回归方程:Yt=-3 640.37+0.385×x1+0.260×x2。
注:a.Predictors: (Constant) , fiscalexpenditure, Tlemployedquantity。
此结果中, R值为0.997, R越接近于1, 说明回归方程中自变量 (X1, X2) 与因变量 (Yt) 的线性相关的近似程度越高。
注:a.Predictors: (Constant) , fiscalexpenditure, Tlemployedquantity;b.Dependet Variable:personalGDP。
此结果中, F值为1323.922, 而F0.95 (2, 17) =3.60, F>F0.95, 故可以认为自变量对因变量是显著的。
综上所述, 人均GDP (Yt) 与第三产业就业人口数 (X1) 、国家财政支出 (X2) 之间的关系满足关系式:Yt=-3 640.037+0.385×x1+0.260×x2。
四、函数关系式检验
(一) 统计图形检验方法
我们使用Excel软件, 根据上述关系式与1990—2009年第三产业就业人数、财政支出的数据, 估计出历年的人均GDP, 并使用SPSS的统计图形, 将其与实际人均GDP进行图像拟合。拟合结果图如下:
从下图中可以发现, 预测值与实际值拟合程度较高, 且差值较小, 说明上述二元线性回归方程较为准确。
(二) 数据检验方法
由于得出的二元线性回归方程是基于1990—2009年的数据, 不能确定其对于以后几年的数据是否准确, 于是我们选取2010年的相关数据, 使用函数关系式对人均GDP进行预测, 并与当年人均GDP实际值进行比较得到:实际人均GDP为29 524元, 使用回归方程得到的预测值为30 044.81元。使用公式得到的误差为0.01764<0.05, 故认为预测准确。从而也说明本二元线性回归方程能够很好的反应人均GDP与第三产业就业人数、财政支出三者之间的关系。
结束语
事物之间是相互影响和相互联系的, 本文使用回归预测法进行研究, 从最终结果可以看出第三产业就业人数、财政支出与人均GDP的定量关系。本文仅局限于从两个方面考察人均GDP, 然而人们的受教育水平、中国产业结构的调整等也对中国人均GDP有一定影响, 我们可采用类似的方法进行研究分析, 更加全面地了解中国GDP与人均GDP的发展, 回归分析预测对决策具有深远的意义。
参考文献
[1]杨位钦, 顾岚.时间序列分析与动态数据建模[M].北京:北京理工大学出版社, 1988:12.
[2]冯力.回归分析方法原理及SPSS实际操作[M].北京:中国金融出版社, 2004.
人均GDP 第8篇
关键词：产业结构,人均GDP10000美元,海淀区
进入新世纪以来, 海淀区地方生产总值连年增长, 2000年只有537.45亿元, 到2004年突破1000亿元大关, 到2008年达到2109.7亿元, 年均递增18.6%, 8年实现了翻两番。按美元计算, 人均GDP2008年突破10000美元。预测2010年海淀区将超过12000美元, 进入高收入经济地区。
一、海淀区产业结构的基本特征
1、已形成服务主导的现代产业格局。
海淀区第三产业占GDP比重由1996年的57.17%上升到2008年的81.4%。其中, 1999年占比突破60%, 2006年突破80%。2008年海淀区三次产业占GDP的比重分别为0.1:18.5:81.4 (参见表1) 。
(1) 第三产业呈现出高速增长和高端化的“两高”趋势。
高速增长体现在, 近五年来海淀区第三产业增速一直保持在16%以上, 对地区经济增长的贡献率始终在75%以上, 2005年和2006年均更高达90%, 2008年为89.01%。高端化体现在两方面:一是第三产业中服务部门比重高, 流通部门比重低。海淀区第三产业主要以第二层次 (为生产和生活服务的部门) 和第三层次 (为提高科学文化水平和居民素质服务的部门) 为主, 它们占2008年海淀区第三产业增加值的85.8%, 同时对海淀区第三产业的贡献率高达89.14% (见表2) 。而流通部门即第三产业第一层次比重相对较小且呈现下降趋势, 2004年流通部门在第三产业中的比重为18.2%, 而2008年的比重仅为12.4%, 年均降幅达到1.45个百分点。二是现代服务业比重上升, 传统服务业比重趋于下降。海淀区第三产业中比重较大和增速较快的行业是信息传输、计算机服务和软件业、科学研究、技术服务和地质勘查业、教育和金融业等现代生产性服务业, 这四个行业占2008年海淀区第三产业的总比重达65.5%。从2004—2008年, 第三产业中信息传输计算机服务和软件业、批发和零售业、金融业、房地产业、科学研究技术服务和地质勘查业、教育六大产业对海淀地区生产总值的平均贡献率达到61%左右, 而作为传统服务业的批发和零售业, 其占地区生产总值的比重呈明显下降趋势。而信息传输计算机服务和软件业、科学研究技术服务和地质勘查业两大生产性服务业保持了持续、稳定、快速的发展势头, 成为带动第三产业发展的主导力量。从发展速度和经济份额两方面来综合考察海淀区第三产业各行业的发展, 都有力地表明了, 现代服务业尤其是现代生产性服务业比重上升, 传统服务业比重下降, 现代服务业日益成为海淀区第三产业的支柱。
数据来源:《海淀统计年鉴》 (2001-2009)
资料来源:根据《海淀统计年鉴》 (2001-2009) 计算得出
(2) 第三产业尚有发展空间和新的增长点。
从海淀区税收与GDP关系来看, 海淀区税收结构与GDP产业结构基本一致, 以2008年为例, 海淀区三次产业的比重为0.06:18.50:81.43, 三次产业提供的税收比重为0.04:10.47:89.49, 第三产业的税收贡献率大于其产值贡献率, 这说明第三产业还有发展空间。同时, 第三产业发展还有后劲, 近年来海淀区第三产业固定资产投资呈现出比例高、增长快、投向集中的特点, 超过九成投向第三产业, 而且比重逐年提高, 2009年上半年达到95.13%。同时, 第三产业投资保持了较快的增速, 2008年增速达到12.8%, 2009年上半年同比增长1.1倍, 均高于同期全社会投资的增长水平。文化创意产业、金融产业等已成为海淀区未来服务业发展的新的增长点。2007年海淀区规模以上文化创意义产业实现收入、上缴税金、从业人员分别占北京市的44.1%、53%和43.5%。金融业对区域经济贡献快速提升。2008年海淀区完成期末银行存款余额占全市比重的21.48%, 在城八区排名第二, 仅次于西城区;完成贷款余额占全市比重的14.14%, 在城八区排名第三, 仅次于西城区、朝阳区。金融业占GDP的比重从2000年的2%增加到2008年的9.4%;金融业对区域经济的贡献率从2006年的2.33%提升到2008年的12.28%, 是海淀区经济贡献率增长最快的行业;2008年, 金融业营业税累计完成123938万元, 同比增长33.8%, 占地区营业税的比重为9.9%, 是2008年海淀区纳税额增长最快的行业。2008年, 海淀区金融业增加值占全市金融业的比重为13.3%, 在全市排名第二, 已成为海淀区最为重要的产业之一。
2、呈现科技主导的现代制造高端化趋势。
突出体现在:一是高新技术产业产值占工业总产值比重呈上升态势。2007年, 海淀区工业高技术产业的总产值为611.2亿元, 较2006年增长13.6%, 占海淀工业总产值的55.81%;2008年, 海淀区工业高技术产业的总产值达611.5亿元, 占海淀工业总产值的55.55%。二是尽管工业企业数量有所减少, 但企业平均总产值不断上升。从2005年的1198家下降到2008年的1094家, 但企业平均总产值却呈现上升的趋势, 这从一个侧面说明海淀区的工业产业结构正处在不断整合调整的阶段, 工业高技术产业已经步入了发展模式转型的关键时期。三是现代制造业为工业主导产业。2007-2008年, 海淀区工业总产值中前三名均为电子计算机制造、电子器件制造、通信设备制造;利润总额前十名均为现代制造业, 现代制造业已经成为海淀区工业的主导产业。四是产业技术集约化趋势明显。2008海淀高技术产业总产值为611.5亿元, 占北京市高技术产业总产值的20.72%;新产品产值为483.2亿元, 占北京市新产品产值的31.43%;工业销售产值为610.1亿元, 占北京市工业销售产值的20.81%。海淀区高技术产业实力进一步增强, 在首都经济和全国高技术产业中的地位得到提升。五是“两型”经济已经走在全国前列。2006-2008年海淀区万元GDP能耗均呈现下降趋势, 2008年海淀区万元GDP能耗为0.32吨标煤, 同比降幅达11.11%, 高于全市降幅9.62个百分点, 由此可见, 海淀经济增长对能源、原材料的依赖程度逐步下降, 能源利用效率有显著提高, 经济增长越来越多地依赖于资本和技术投入, 特别是高新技术投入。
二、人均GDP10000美元后海淀区产业结构面临的主要问题
1、在第三产业中, 物流、商业服务、金融等生产性服务业相对滞后, 现代服务业还有待大力发展。当前海淀区发展生产性服务业, 主要包括信息服务业、金融业、科技服务业、商务服务业、现代物流业等领域。生产性服务业是对高端制造业和其他产业最有渗透力和影响力的产业之一, 在现代产业体系中地位日益重要。海淀区信息服务业、科技服务业在GDP贡献和增长率及就业拉动等方面都有出色表现, 既是海淀区的重点支柱产业又是海淀区的高成长性行业。然而, 海淀区的物流业、商务服务业及金融业发展相对不足, 它们对海淀区贡献综合排名依次为12、11、6, 在一定程度上已成为海淀区产业发展的“短板”, 生产性服务业相对滞后的现状有待进一步改善。
2、在第二产业中, 传统支柱产业遭遇发展瓶颈, 升级压力较大。第二产业中, 传统支柱产业遭遇发展瓶颈, 升级压力较大。特别是随着科技更新速度的加快, 部分传统支柱工业, 如高技术产业中的电子计算机设备制造业等面临着产品生命周期缩短、升级换代速度加快的问题, 很多产品的利润率在低位徘徊, 并有逐步降低的趋势。以海淀区电子计算机设备制造业为例, 2007年利润率仅为0.52%, 同比下降63.7%。随着产品生命周期的缩短, 很多企业生产线上马不久就面临着产品的技术升级, 企业研发的步伐跟不上产品升级换代的脚步, 加之引进或改造生产线对工业高技术产业来说成本很高, 很多企业不愿或无力进行产品和技术的升级, 这就使得企业逐渐丧失了产品的竞争力, 在一定程度上延缓了海淀工业高技术产业的技术升级, 在未来发展中该部分产业面临较大的升级压力。
三、人均GDP10000美元后海淀区产业结构调整思路
1、推进产业结构高端化, 形成现代制造与生产性服务“双轮驱动”。
一方面要全力发展高新技术产业和高端制造业。抓住北京建设世界城市的战略机遇, 充分利用海淀区知识密集的优势, 做好科研成果转化的大文章, 构筑现代产业高地;充分利用国际产业分工体系, 在扩大产业规模的同时, 不断增强产业体系的核心竞争力, 实现由比较优势向核心竞争优势转变, 由国内竞争优势向国际竞争优势转变, 积极抢占产业国际分工体系的中高端位置;利用市场手段推动有希望、有前途的少数企业做大做强, 以此带动产业集聚和集中, 在现有各类园区的基础上, 推进优势产业、重点企业和重大项目向集群化方向发展, 促进产业链和产业集群向深度和广度延伸, 提高产业配套能力, 激发产业集群活力。重点发展软件服务业链、计算机及网络产业链、通信产业链、集成电路产业链、光电子产业链、数字视听产业链、生物医药产业链、新材料产业链、新能源产业链、环保产业链、航空航天产业链、光机电一体化产业链, 争取用10年时间在一两个高新技术领域把海淀打造成全球性的技术高地和产业重地。
另一方面, 要积极发展生产性服务业和高端服务业。针对海淀区生产性服务业发展相对滞后, 要通过制度设计、加快改革开放力度、放宽市场准入、搞好服业人才储备、创新吸纳方式等多种途径, 真正形成现代服务企业集聚发展的制度环境;利用高等院校和研究机构聚集的优势, 紧密围绕高新技术产业发展, 大力发展包括现代金融服务产业、科技服务产业、信息服务产业、现代教育培训、服务外包产业、文化创意产业、专业服务产业、房地产业等现代服务业;近期应积极发展金融业、文化创意产业 (包括教育培训业) 、旅游业、商务服务业 (会展业) 等现代服务业。其中金融业发展应重点做大做强现有的三大金融功能区;文化创意产业应重点发展软件网络及计算机服务业、广播电影电视业、设计服务业和新闻出版业四大行业;教育培训业发展, 应充分发挥区内科研教育资源优势, 打造面向全国乃至国际市场的教育培育产业, 使海淀教育始终处于全国领跑的地位;旅游业发展, 海淀应充分发挥自身优势及特色, 形成集历史文化旅游、科技旅游、教育旅游、休闲度假旅游和健身旅游为一体的综合型现代旅游区。
2、加大向科技研发的投资力度, 使创新成为驱动海淀经济增长的强大引擎。
人均GDP 第9篇
众所周知, 模型的适用性与其假设息息相关。假设理想的条件越多, 模型的普适性和精确性就会越差。面目前计量经济学中传统的单位根检验就是假定数据的生成过程是无结构突变的, 但是在现实生活中, 经济运行经常会受到很多因素的影响, 比如金融危机、新的国家经济政策的出台等, 这样就会使一些经济变量的数据生成过程发生结构性突变。早在1989年Perron就提出了结构突变的单位根检验, 并利用结构突变理论[1]发现美国经济变量的时间序列数据为结构突变的趋势稳定生成的。目前结构突变理论的研究仍在继续发展, 现在已成为计量经济学中的重要的前沿课题。在国内对人均GDP[2,3]的研究主要是应用计量经济学中传统的方法进行分析, 而利用结构突变理论对我国人均GDP进行实证分析尚未出现。因此本文将运用结构突变理论, 从数据的生成过程分析我国人均GDP的长期趋势, 分析得到我国人均GDP的发展是趋势稳定的, 进而得出我国经济发展是稳定的。
1 结构突变的单位根过程与趋势稳定
1.1 单位根检验
单位根的最显著的特征是:其一阶差分为稳定过程 (记为DS) , 即yt～I (1) , 有Δyt～I (0) , 可是, 对于某些数据可以通过退化趋势得到稳定, 即对
换句话说, yt对常数和时间趋势回归的残差ut为稳定过程, 称为yt为趋势稳定过程 (记为TSP) 。而yt～I (1) 是指Δyt=α+ut, ut～I (0) , 即yt为差分稳定 (DS) 。由此看出, TSP数据显然是围绕时间趋势波动且随时间增或减, 相比较而言, DS数据图形随时间递增或减的特征不如TSP显著和有规律。为检验数据属于TSP还是DS, 设定:
当ρ<1时, yt为TSP。
由
得到:
故式 (2) 可以简化为:
式 (3) 中 α=β0-ρ (β0-β1) , δ=β1 (1-ρ) 。
当ρ=1, 则δ=0, 这样, 我们将原假设设为H0:ρ=1, 则δ=0, 接受H0就意味DS, 拒绝H0时, yt为TSP。
1.2 结构突变的趋势稳定
记结构变化发生的时间已知为tB, 一般地假定α=α0+α1Db (或者δ=δ0+δ1Dp) , 其中, Dp=1, 当t≻tB;Dp=0, 当t≤tB (或Dp=1, 当t≻tB;Dp=0当t≤tB) , 因此由式 (3) 所确定的yt在ρ=0时为截矩 (或斜率) 具有结构突变[4]的趋势稳定。
结构突变的单位根检验有外生 (结构突变已知) 结构突变点的检验和内生 (结构突变点未知) 结构突变点的检验两种。将结构突变点tB先验设定的检验, 即把结构突变点当作外生给定的, 这样容易犯主观性错误。外生结构突变点的检验需要依赖于数据的特点, 结构变化显著时适用;反之, 这种检验的势不高。内生结构突变检验把结构突变点内生化, 可以很好地避免主观性错误, 具有很高的检验势。因此本文采用了内生结构突变检验, 内生结构突变检验主要有3种方法。
1.2.1 方法①:递归检验
递归检验的基本思想是通过递归的方法考察结构突变对单位根检验的影响。具体算法是从原样本的第一个观测值开始的, 取i0个观测值构成第一个子样本;以后在第一个子样本的基础上逐次增加一个观测值构成新的子样本, 直到包含全部观测值。对这一系列子样本分别进行ADF检验, 从中选取最小的ADF值同相应的临界值比较, 检验单位根零假设。
即样本子集取为t=1, 2, …, i, 其中i=i0, i0+1, …, T, T是样本容量, i0是递归的起始值 (一般地i0=[0.25T]) 。对每一样本子集用模型
进行检验 (H0:ρ=0;H0:ρ<0) , ADF值序列记为
1.2.2 方法②:滚动检验
滚动检验与递归检验类似, 只是所使用的子样本的容量不是逐渐扩大, 而是始终保持一个固定值, 子样本的范围在整个样本中滚动推移, 即{1, 2…, i}, {2, 3…, i+1}, …, {T-i+1, T-i+2, …, T}。一般地i=[T/3]。用 (4) 式对每一个样本子集进行ADF检验, 从中选取最小的ADF值同相应的临界值比较, 检验单位根零假设。
1.2.3 方法③:循序检验
循序检验的基本思想是, 在检验式中加入虚拟变量代表结构突变的发生, 循序逐个考察可能的、发生突变的时点, 从检验结果中选取最小的值与临界值相比较, 检验单位根零假设, 具体方法是对全部样本采用检验模型
进行检验 (H0:ρ=0;H0:ρ<0) 。其中Dt分两种情况 (趋势突变模型和均值突变模型) 分别如下:
其中i代表样本中待考察的突变点。为保证有比较高的检验功效, 通常i在[[0.15T], [0.85T]] 范围内逐个取值, 检验得到ADF值序列, 从中选择最小值同相应的临界值比较, 检验单位根零假设。
在Eviews软件中, 可以通过编程执行递归检验、滚动检验和循环检验, 上述3种检验中分别得到一系列ADF值, 画ADF值时间序列图, 如果有最小的ADF值小于临界值, 说明有结构突变, 否则没有。一般情况下, 这三种方法所得到的结果会有所不同, 但是如果都没有突变点的话足以认证结果的准确性。
2 我国人均GDP数据生成过程与结构突变检验
自1978年以来, 我国人均GDP的收入总体上呈现持续上涨的稳定趋势。即自1978年以来, 我国人均GDP的收入没有出现剧烈的显著的结构变化, 没有改变数据生成过程的特点。下面我们用结构突变的单位根过程给以检验。首先验证其是由单位根过程生成的还是由趋势稳定过程生成的。
2.1 数据生成过程的单位根检验
在宏观经济计量中, 一个普遍的做法是对时间序列数据取自然对数以消除异方差的影响, 且这种变换不影响变量之间的长期稳定关系和短期调整效应。而且还有更深刻的原因:一是自然对数变换是COX变换中最重要的一种形式;二是可以检验多数经济变量时间序列服从或近似服从对数正态分布, 而非正态分布;三是可证明双对数线性模型具有最小的平方预测误差。基于这一做法和图1, 因此对我国人均GDP (记为y) 进行对数处理 (图2) , 处理后的数据记为
对进行ADF检验结果如表2。
因此从表2的检验结果得到
这种退化趋势暂没考虑结构突变问题, 目的在于揭示
根据ADF (1) <-2.645 3 (1%的临界值) , 退化后的
2.2 内生结构突变的单位根检验
经过比较试验, 我们发现
2.2.1 方法①:递归检验
起始值i0=7。即依次进行1980～1986, 1980～1987, …, 1980～2008的检验。
2.2.2 方法②:滚动检验
样本子集容量为10, 因此其样本子集分别为 (1980～1989) 年, (1981～1990) 年, …, (1999～2008) 年。
2.2.3 方法③:循序检验
结构突变的检验范围[4], 即在 (1983～2004) 年之间加入虚拟变量进行检验。
通过Eviews编制程序, 检验结果如图3—图6所示。虽然4个图略有不同, 但是结果是一致的:ADF值序列中的最小值均大于临界值, 这说明没有出现结构突变点。
这说明自1978年以来, 我国经济结构没有发生剧烈变化, 即没有发生结构突变。这主要是因为我国经济是逐渐发展的, 改革开放后重大的经济政策的改变没有对人均GDP形成巨大冲击, 当经济出现小的变动时, 国家相应机关虽然采取相应的经济策略和计划, 但是政策的改变并没有达到发生结构变化的程度, 所以即使采取一定的经济政策也没有使国内经济环境发生剧烈的改变, 因此会使国内的经济发展有条不紊的顺利进行。
3 总结
根据前面的论述以及对我国人均GDP的突变检验, 总结如下:
(1) 自1978年以来, 到目前为止我国人均GDP的数据生成过程是由结构变化的趋势稳定生成的, 没有变为结构变化的单位根过程, 所以人均GDP稳定增长。
(2) 我国人均GDP数据服从单位根过程, 而且是结构变化的趋势稳定生成的单位根过程。正因为我国人均GDP是由结构变化的趋势稳定数据生成的, 再根据数据生成的惯性作用。在未来的一段时间里, 如果没有发生巨大的经济政策等外部因素的实施或者内部等制度的改革的情况下, 人均GDP的生成过程将继续保持上涨的趋势, 因此即使人均GDP发生小幅度的变化, 也不会改变现在的数据生成过程。因为在正常的经济发展中偶发事件的发生也是可能, 虽然产生了一定的影响, 但是它的影响会马上消失。所以我国人均GDP将继续保持上涨的长期趋势。
摘要：用结构突变理论, 对我国1978—2008年的人均GDP进行实证分析。分析得到:自1978年以来, 我国人均GDP服从结构变化的趋势稳定生成的单位根过程, 其数据生成过程没有发生结构突变, 因此我国人均GDP将在未来的一段时间内保持稳定上涨趋势。
关键词：结构突变,人均GDP,稳定趋势,单位根检验,数据生成过程
参考文献
[1]钟春仿.结构突变理及其对上证指数的实证.沈阳:东北财经大学硕博士学位论文, 2003
[2]严天艳, 吕王勇, 朱丽萍.中国人均GDP的时间序列模型的建立与分析, 西南民族大学学报, 2008;34 (6) :1163—1167
[3]赵盈.我国GDP时间序列模型的建立与实证分析.西安财经学院学报, 2003;19 (3) :11—14
[4]桑博德.突变理论入门.上海:上海科学技术文献出版社, 1983
[5]凌复华.突变理论及其应用, 上海:上海交通大学出版社, 1987
人均GDP 第10篇
【关键词】时间序列；中国人均GDP；ARIMA（p，d，q）
一、引言
2020年是中国建成小康社会的战略期限，人均国内生产总值最能反映出一国或地区的宏观经济运行状况及人民生活水平，中国人均GDP从2010年的30567元提高至2014年的46629元，扣除价格因素，五年间增长33.6%，年均实际增长7.5%。到2020年能否实现预期目标，人均GDP能达到多少，需要用一个时间序列模型来分析预测。时间序列模型优于计量经济模型之处在于，建立时间序列模型时不需考虑被研究变量以外的其他变量。另外，在20世纪80年代以前，建立经济计量模型时变量的非平稳性一直被忽视，而大多数经济变量往往是非平稳的。基于以上，本文利用1978—2014年人均GDP数据值，通过建立人均GDP的ARIMA模型，进行实证分析及预测，以期得到更好的宏观经济对策与建议。
二、数据准备
1.数据来源、平稳性检验及处理
本文以中国人均GDP历史数据（1978—2014年）为样本进行分析，原始资料来自国家统计局官方网站，人均GDP序列用Y表示。
对象确立后，首先对实际数据进行平稳性检验。从1978至2014年整个时期看， 人均GDP序列呈现出指数增长趋势， 具有明显的非平稳性，因此需要对数据进行平稳化处理。经过取对数处理后， 发现呈线性趋势的序列Y1仍然不是平稳序列， 再经过一阶差分处理后，序列Y2在均值附近大体平稳波动，已经没有明显趋势。进一步考察其自相关及偏自相关图，如图1所示，自相关图表明该序列有很强的短期相关性，则可以初步认为Y2具有一定的平稳性。
采用ADF方法进行单位根检验，Y2的单位根检验输出结果表明，在样本容量显著性水平为1% 、5% 、10% 时，t统计量的临界值分别为-3. 653730、-2. 957110和-2. 617434。Y2的ADF检验t统计量值为-3.779267，小于1% 显著性水平临界值，因此拒绝有单位根的原假设，说明了序列Y2在99%的置信水平上为平稳序列。
2.数据的白噪声检验
常用Q统计量来检验序列是否为白噪声，由图1知，Q（6）=28.322（0.000），Q（12）=30.450（0.002），Q（16）=32.225（0.009），括号中的数值为对应检验统计量的P值，则在显著性水平0.05的条件下，由于延迟6阶的卡方检验统计量的P值小于0.05，所以拒绝原假设，该差分序列不能视为白噪声序列。
通过以上分析得知，对人均GDP进行先取对数运算再进行一阶差分后的序列Y2是平稳非白噪声序列，可以开始建立ARIMA模型。
三、模型的建立与检验
1.模型的识别与选择
模型的识别通过自相关和偏自相关图来判别。采用AIC准则、SC准则、模型显著性检验及残差白噪声检验进行ARIMA（p，d，q）的选择，选取整体拟合效果较好模型作为最优模型。
对序列Y2进行自回归移动平均预估计，通过使用Eviews6.0软件不断模拟，最终得出相对较优的模型有 ARIMA（4，1，0）、ARIMA（1，1，（1，2，5））、ARIMA（1，1，（2，5））、ARIMA（3，1（1，4，5））。比较四个模型的输出结果，根据AIC与SC最小值原则，可知ARIMA（1，1，（2，5））模型相对最优，如果通过检验，ARIMA（1，1，（2，5））模型可以视为最优模型。
2.模型的检验
模型检验主要包括检验参数是否显著及拟合模型的残差序列是否为白噪声。对模型ARIMA（1，1，（2，5））进行参数估计，结果表明，模型的F统计量及参数的t统计量对应P概率值均为0，拟合模型的可决系数为0.76，检验结果说明参数全部显著有效。残差序列不同延迟期数Q统计量为：Q（6） = 5.977（0.113）， Q（12） = 6.602（0.679）， Q（16） = 10.116（0.684），括号中的数为对应检验统计量的P值，由此知在显著性水平为0.05的条件下，延迟6阶的卡方检验统计量的P值大于0.05，接受原假设，该残差序列是白噪声序列，即拟合模型显著有效，残差序列值的变动是由于随机波动引起的。
用模型已有的数据来模拟2013年和2014年的数据， 2013、2014年模拟出的数据分别为43584元、47880元，预测相对误差分别为0.61%、2.68%，模拟结果未出现太大偏差，说明此ARIMA模型有很强的预测能力。通过模型的识别和检验后得出结论：采用ARIMA（1，1，（2，5））模型可以较好地拟合中国人均GDP的实际值。
四、预测结果
对“十三五”时期中国人均GDP进行ARIMA模型预测，这对于综合判断经济形势，合理制定中远期经济发展目标，推进全面建设小康社会进程具有参考意义。由于该时间序列模型经过取对数再做一阶差分才基本平稳，且模型由有限数据拟合而成，所拟合的模型反映的是短期变化关系，而不是长期变化关系，因此只适合进行短期预测。通过这一模型对2015—2020年人均GDP进行预测， 其结果见表2。
五、结论及说明
文章主要从数据自身发展规律来分析和预测人均国内生产总值，从预测结果来看，预测值有明显的增长趋势，这符合我国发展的现况。改革开放以后，中国经济持续快速增长，2002—2011年10年间人均GDP年增速最小值为8.4%，最大值为2007年的13.6%，10年间年均增速为9.93%。在实现人均 GDP稳步增长的同时，人均GDP增长速度出现过3个高峰期：1983—1988年10.06%的年均增长速度，1992～1996年11.06%的年均增长速度和2005—2007年12.08%的年均增长速度。1997年亚洲金融危机及2007年金融危机对中国经济增长有一定影响，从人均GDP上也可以体现出来，2008—2011年受奥运、金融政策等多方面的影响，人均GDP增速依旧保持在8.7%～10.1%。
近3年，人均GDP年增速开始放缓，2012及2013年年增速均为7.2%，2014年降至 6.7%。这种增速递减也说明一定时期内的经济增长是有增长极限的。从发展阶段上分析，纵观世界各国发展历程和发展阶段，中国目前进入到人均GDP3000美元以上和1万美元以下的中等收入国家陷阱发展阶段。中国经济保持中高速增长的同时还会遇到更多不确定因素，能否成功越过中等收入陷阱，实现到2020年国内生产总值和城乡居民人均收入比2010年翻一番，关键还在以后五年时间里，因此应综合考虑经济社会发展环境，制定科学合理的经济发展战略。
通过ARIMA模型分析能进行定量估计，但估计结果与现实的可变性和多变性之间存在一定的矛盾性，该预测是在稳定的国际经济环境及良好的中国内部经济环境的前提下进行的。 ARIMA模型对于短期预测比较准确，随着预测期的延长，会出现预测误差增大的情况，不过预测结果在一定程度上能说明实现经济增长规划目标是可能的。
参考文献：
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[3] 郭景威，李洪斌.中国人均GDP时间序列的实证分析与预测[J].经济论坛，2012，（3）.
[4]余后强，李玲.我国人均国内生产总值的预测分析[J].统计观察，2012，（4）：103-106.
作者信息：
人均GDP 第11篇
关键词：碳排放,人均GDP,省份差异,回归分析
低碳经济是发达国家为应对全球气候变化的危机, 特别是温室气体排放导致的全球气候变暖、生态恶化、能源危机等诸多问题的挑战而提出的一种以低能耗、低污染、低排放为基础的全新的经济发展理念和发展模式。近些年, 发展低碳经济已经成为世界经济发展的大势所趋, 在这样的国际背景下, 结合我国的实际情况, 发展低碳经济, 也就成为我国实现和平崛起和促进经济社会可持续发展的必然选择。发展低碳经济的关键在于降低二氧化碳排放量, 根据各种各样的调查研究和实证分析可知, 生产部门能源强度, 运输线路单位长度能耗, 居民生活能源强度, 燃料结构, 经济结构, 人均GDP, 交通工具平均运输线路, 家庭平均收入, 人口总数, 交通工具数量, 家庭数量都是影响二氧化碳排放量的因素。本文重点研究人均GDP与人均二氧化碳排放量的关系。
一、模型设定
1、指标选择
本文选择人均GDP作为因变量, 人均碳排放量作为影响因素。
在人均二氧化碳排放量数据上面, 由于我国的统计年鉴上没有我国二氧化碳排放量的相关数据, 所以本文选取了中国年鉴以及各省份年鉴中的能源消费量进行测算, 具体公式如下:CO2的排放量=能源消费总量*能源转换成CO2的系数。 (其中, 能源消费总量是指中国以及各省市统计年鉴中的已经转换成以标准煤作为单位的消费总量, 标准煤转化为CO2的系数为2.7725)
2、数据说明
本文中我国以及各省的人均CO2排放量和人均GDP均从中国统计年鉴2 0 1 4中获得, 同时为了消除时间序列可能存在的异方差, 对变量进行了对数处理。运用软件为Eviews6.0.1995~2012数据如表1所示。
3、分析方法
本文采用ECM对变量进行回归分析, 并进行格兰杰检验, 具体步骤如下:
(1) 对时间序列进行平稳性检验, 在这里我们对取完对数后的人均二氧化碳和人均GDP进行单位根检验。
(2) 在第一步的基础之上, 对数据进行平稳性分析之后, 如果得到的是同阶的单整, 则进行EG两步法进行协整型对变量进行回归分析。
(3) 对建立的ECM模型分析来得到变量之间的短期行为和对误差纠正。
(4) 对模型中的变量进行格兰杰检验, 主要是分析两者的因果关系。
二、模型估计
1、单位根检验
对人均二氧化碳排放量和人均GDP进行了ADF检验, 得到两者都是在二阶差分后在5%的水平下平稳, 均是二阶单整。
2、协整检验
根据表中给出的单位根检验结果, 得到的LNCO2和LNGDP均是二阶差分之后平稳且单整阶数均为二, 因此我们可以用协整模型进行分析, 考察变量之间的长期关系。
本文对两个变量进行EG两步法进行分析
第一步:对LNCO2和LNGDP进行OLS分析 (表2)
第二步:检验方差的平稳性 (表3)
可得协整方程为:LNGDP=5.825804+1.468568LNCO2
3、ECM误差模型的建立
在协整与误差修正模型的建立当中, 将协整检验的中的残差加入至ECM模型当中并用OLS进行分析, 建立如下方程:
其中ECMt-1是滞后一期的残差项, 其调整系数为负数。回归系数见表4。
根据回归结果:
ECM在5%的水平下显著为负, 因此符合修正机制。
4、格兰杰检验 (表5)
通过格兰杰检验来进一步判断人均CO2与人均GDP的因果关系, 发现LNCO2是LNGDP的原因, 但不是结果, 所以得到的结论是我国GDP主要是靠工业发展起来的, 其中含碳能源的消费是主要的提高我国GDP的原因。
5、实证分析的主要结论
在协整检验的最小二乘检验中, 从回归结果来看, 模型所估计自变量参数为1.468568, 因此人均CO2对数的弹性为1.468568, 即LNCO2每变动1%则LNGDP变动1.468568%, 且在分析中R值和T值及P值均显著, 说明碳能源的消费对我国的经济增长有显著效果。
在得到的协整方程中可以看到, 我国的人均CO2和人均GDP呈线性关系, 并且在目前情况看来还没有拐点出现, 一直都呈线性增长。
在检验中我们将得到的结果与库兹尼茨曲线进行了对比, 结果如表6所示。
可知以LNCO2为纵轴时, 加入LNGDP平方后可得到模型方程, 由于, LNGDP^2项系数为0.234795是正数, 因此与库兹尼茨曲线模型不符合, 说明我国到目前为止, 人均GDP和人均CO2不存在倒U型关系。
6、各省市的模型建立
在对全国数据 (缺少西藏, 香港和澳门) 进行了分析之后, 为了进一步研究我国碳排放与GDP的关系, 我们对全国各省数据分别进行了研究, 通过用同样的方法, 对我国各省市数据[6]进行分析, 得到的结果如下表7所示:
分析结果如下:
(1) 通过表7分析, 我们可以看到我国各省的输出结果中, 均表现出了较强的线性关系。通过观察R值可以看出, 我国大部分的碳排放与人均GDP关系的拟合程度在90%左右, 说明我国GDP随着碳排放量的逐渐增长而增长, 并且是呈线性增长。
(2) 从表中还可以看出我国的各省发展情况。通过表中的格兰杰分析可以看出, 我国各省市大致可以分为三类, 分别是二氧化碳是生产总值的原因、两者之间关系不明显、生产总值是二氧化碳的原因。虽然如表中所示两个P值均大于0.05, 但是, 由于一些省份的两个值相差太大, 可近似认为小的值为不接受, 因此我们可以由此判断出哪一个影响更大, 从表中可以看出, 北京、上海、重庆、河南、江西、广西、福建、广东、贵州, 这些省份都是当今比较发达的地方, 由于这些省份工业发达, 严重依赖于碳能源相关产业, 导致了环境的破坏, 比如雾霾的出现。河北, 云南, 安徽, 山西、四川、海南, 这些省份处于两者之间互为因果关系不大的状态, 不太依赖于碳能源消耗带来的经济效果, 拥有各自的其他特色产业, 使得产业得以得到发展空间。剩下省份是因为人均GDP的不断提高, 导致了能源消耗的增加, 这些省份不但拥有许多低碳产业, 而且发展较好。辽宁省、黑龙江省、山东省、新疆、江苏省、湖北省、湖南省、陕西省、青海省、宁夏回族自治区, 这些省份是随着当地人均GDP的提高, 导致了人们对消费的增长以及生活水平的提高, 最终导致了能源消耗的增加, 使得人均碳排放量提高。
(3) 由于有些地区的拟合效果不是特别好, 主要是因为仅仅只考虑了能源消耗所带来的碳排放所带来的经济效益而未考虑其他因素比如能源规模、以及其他重点发展企业等带来的影响。
三、相关政策及建议
1、要提高我国的能源利用率。
由公式:CO2的排放量=能源消费总量*能源的转换成CO2系数。可以得出, 在能源转换CO2系数固定的情况下, 要使碳排量减少必须减少能源的消耗量, 才能达到减少碳排放的目的, 这样才能使得我国环境得到改善。
2、加大开发清洁能源的力度。
多利用我国现有的水利优势以及我国沿海地区的海风优势来进行能源的生产, 比如由水电和风电, 并且, 多开发一些含碳量低的能源, 比如太阳能、核能等, 尽量减少CO2等温室气体的排放, 达到提高人们生活质量, 改善人们的生存环境的目的。
3、用清洁能源代替碳能源。
我国各个省市而言应依据其现有的状况, 在经济发展不变的情况下, 加大宣传低碳环保的力度, 实施相关政策比如公车补助, 让更多的人出行选择公交, 进而让各自管辖区域碳排放达到较低水平, 同时也使得人们的生活质量得到提高。
参考文献
[1]徐玖平, 卢毅.低碳经济引论[M].科学出版社, 2011, 1 (增刊) :107-120.
[2]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 1995-2013.
[3]孙慧宗, 李久明.中国城市化与二氧化碳排放量的协整分析[J].人口学刊, 2010 (5) :32-38.
[4]王泪娟.我国发展低碳经济的必要性分析[J].知识经济, 2010 (24) :72-73.
[5]林伯强, 蒋竺均.中国二氧化碳的环境库兹涅茨曲线预测及影响因素分析[J].管理世界, 2009 (4) :27-36.
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