陕西省GDP（共4篇）
陕西省GDP 篇1
一、引言
受近年来全球经济持续低迷和我国经济结构调整转型的双重影响,我国经济增速明显放缓。与此同时,我国财税管理体制改革也在不断深化。2015年,在我国全面深化改革的背景下,国务院出台了《深化国税、地税征管体制改革方案》及其他配套的政策措施,这对于厘清国税、地税职责,进而增强税收对财政收入的基础性、支柱性、保障性作用具有深远的意义。
“十二五”期间,作为国家“一带一路”战略的桥头堡,陕西省地方财政收入由2010年的958亿元增加到8800亿元,为地区经济实现“追赶超越”和地方民生改善做出了重要贡献。为进一步探索地方财政收入与地方经济增长之间的动态关系,本文以陕西省为例,对地方财政收入与地区GDP之间的数量关系进行深入解构和建模,以预测“十三五”时期地方财政收入可持续发展的目标,为增强地方财政收入对地区经济增长的贡献能力,提出相应的优化建议,进而为本地区制定地方财政可持续发展政策提供技术支撑。
二、文献综述
国外学者对财政收入与经济增长之间的关系进行了大量研究,且多集中于理论模型。如威廉·配第、凯恩斯、马斯格雷夫、罗斯托、萨缪尔森、布坎南等学者,提出了政府活动增长的发展模型和“拉弗曲线”,以及“经济发展水平决定财政收入占GDP的比重”和“适度的财政收入规模应该是符合社会公共需要的财政收入规模”等研究结论,为现代财税理论的改革和发展奠定了基础。
而国内学者主要是借鉴国外理论并进一步在我国实践,基本可归纳为:地方财政收入与地区经济增长存在一定的相关关系,在部分地区,地区经济增长对地方财政收入的决定程度较大,而地方财政收入在一定程度上也影响着地区经济的增长,二者之间的长期均衡关系较为明显。为进一步协调二者之间的相互促进关系,应考虑从调整经济结构、推动产业升级、延长产业链、深化财税体制改革、优化财政收入增长质量、涵养税源、稳定财政增收机制、优化投资环境、加大中央转移支付力度等方面加以改进。
尽管如此,我国一些学者在以GDP作为经济增长的主要指标与财政收入进行建模分析时,多采用的是可变价。而GDP增速则以可比价计算,二者的统计口径出现偏差,势必对研究结果产生一定的影响。“十二五”以来,我国经济增速持续放缓,加之财税体制改革的不断深化,迫切要求研究地方财政收入与地区经济增长“新常态”之间的动态关系。因此,本研究以地区GDP可比价作为地方财政收入方程的主要变量构建相关模型,以期为地区保持财政收入可持续发展提供更加科学的依据。
三、地方财政收入对GDP动态响应的实证
1. 数据准备与变量说明。
通过对陕西省的经济发展目标进行分析后我们认为,“十三五”期间,陕西省的地区GDP增速应保持在8.5%以上为宜。
本文充分考虑地区GDP指数和商品零售价格指数影响,以地区GDP为自变量,根据近十年(2005~2014年)的有关数据,对陕西地方财政收入进行建模预测。
考虑到物价波动等因素影响,首先,需要对原始数据进行预处理,即去除价格波动因素的影响,将地区GDP现价和财政收入现价分别折算成可比价(选择1993年为定基年份)。这里,根据陕西地区GDP指数,将地区GDP现价数值转化为地区GDP的可比价,即可得到可比价的地区GDP增速(统计部门公布的数据)。同时,鉴于陕西省地方财政收入的主要来源(包括增值税、营业税和企业所得税)均与商品销售密切相关,因此,选取商品零售价格指数作为地方财政收入现价数值折算依据,由此即可得到折算后的陕西地方财政收入的可比价,如表1所示:
金额单位:亿元
2. 模型拟合与结果分析。
由于同时期的陕西地方财政收入与地区GDP呈现指数变化趋势,根据线性回归模型的有关理论,为更加科学地预测在地区GDP增速为8.5%条件下的陕西财政收入,对表1中折算后有关的可比价数值进行对数化处理,然后构建近十年的陕西地方财政收入模型的拟合方程与相应的参数估计检验结果(表2)。
由表2可知,拟合方程(1)中自变量对应系数的t值显著,R2值和调整后的R2值均较高,说明拟合方程较为理想。根据该模型的拟合方程,对陕西省的地方财政收入进行拟合,并进一步计算拟合值与实际值的拟合误差率(表3)。
由表3可知,该模型拟合误差率的绝对值平均值满足一般的控制要求(≤5%)。因此可以认为,根据近十年的历史数据所构建的陕西省财政收入模型和地方财政收入模型的拟合方程满足要求。
3.“十三五”时期的财政目标预测。
本文以“十三五”时期陕西地区GDP年均增速按8.5%考虑,结合表1中地区GDP可比价推算出2015~2020年相应的地区GDP数值,选取近十年的陕西地方财政收入模型,计算出2015~2020年相应的财政收入数值(可比价)。此外,根据历年地区GDP与财政收入的现价和可比价分别测算出对应的膨胀系数,膨胀系数=(现价-可比价)÷可比价。观察历史数据可以发现,我国宏观经济进入新常态后,陕西省的经济形势也发生了明显变化。根据近三年(2012~2014年)来的膨胀系数分别推测2015~2020年相应的地区GDP和财政收入的膨胀系数,进而预测出对应年份的陕西现价地区GDP和地方财政收入(表4)。
目前公布的2015年陕西省地方财政收入(现价)为2059.87亿元,与2015年的预测值2088.46亿元的误差率约为1.4%,由此进一步验证了模型的拟合结果较好。因此,按照地区GDP8.5%的增速考虑,根据近十年的历史数据构建的模型推算出的“十三五”末陕西地方财政收入(现价)达到3019.61亿元,占当年地区GDP(现价)的10.37%,且“十三五”期间陕西地方财政收入(现价)的年均增幅为7.06%。
金额单位:亿元
四、地方财政收入与GDP的数量关系解构
为进一步研究地方财政收入与地区GDP之间的内在数量关系,根据2005~2020年的地方财政收入与地区GDP的现价和可比价计算结果进行相关性分析,发现2005~2020年陕西省地方财政收入(现价)与地区GDP(现价)的相关系数较同期指标的可比价高。因此,我们根据所构建的模型预测出的结果并经过折算后的指标现价数值,进一步建立相应的回归方程并进行检验,结果如表5所示:
由表5可知,该模型方程自变量对应系数的t值检验显著,且模型的拟合度较高。在拟合方程(2)中GDP变量之前的弹性系数可解释为:基于近二十年和近十年的数据,预计“十三五”时期,陕西的地区GDP每增长100亿元,地方财政收入同时增长11.25亿元。
五、结论与建议
1. 结论。
通过将地区GDP与地方财政收入折算为可比价后,按照“十三五”陕西GDP年均增速8.5%考虑,根据历史数据所构建的模型推算出:“十三五”末陕西地方财政收入(现价)为3020亿元,占当年地区GDP(现价)的比重为10.37%;“十三五”时期,陕西的地区GDP每增长100亿元的同时,地方财政收入(现价)增长约为11.25亿元。自2012年我国宏观经济进入新常态后,陕西的地方财政收入占地区GDP的比重有所下降。预测结果表明,“十三五”时期,地方财政收入占地区GDP比重仍会呈现略有下降的态势,大体保持在10%左右。
2. 建议。
为进一步提高陕西地方财政收入水平,本文提出以下几点建议:
(1)改变“保证地方财政收入持续增长与降低企业成本之间是不可调和的矛盾”的惯性思维,规范和科学调控非税收入在财政收入中的占比,进一步改善企业市场经营环境,降低企业制度性交易成本和生产经营环境的各种税负。这有助于进一步涵养税源和拓宽税基,改造提升传统产业、培育发展新兴产业,同时也有助于降低非公经济主体平等参与市场竞争的门槛。
(2)抓住“京企进陕”活动的机遇,有效利用财政杠杆,避免因政府投资冲动和过度干预市场进而引起产能过剩局面蔓延,引导产业健康发展。积极发挥财政激励和调控的职能,推动地方企业与大型京企开展多种方式的联合重组,借助大型京企的先进技术和市场占有优势,努力实现本地企业的转型升级。
(3)根据国家税制改革有关要求,地方政府应积极配合中央建立事权与支出责任相匹配的财政制度、完善地方税体系建设、规范税收征管行为。此外,进一步优化财政转移支付结构,保障一般性转移支付的稳定增长,提高转移支付资金的使用绩效,充分发挥其对基本公共服务均等化和促进地区经济社会发展的积极作用。
摘要：本文将地区GDP与地方财政收入折算为可比价后,按照陕西省GDP年均增速8.5%考虑,构建了模型方程并进行数量关系解构。结果表明,“十三五”末,陕西地方财政收入预计为3020亿元,占当年地区GDP比重的10.37%,陕西地区GDP每增长100亿元,地方财政收入同时增长约11.25亿元。为确保地方财政收入稳定增长,并为地区经济发展提供有力支撑,建议从减少企业成本以营造良好市场环境、运用财政调控杠杆来引导产业健康发展、完善地方财税体系以提高财政支出效率等方面着手改进。
关键词：地方财政收入,GDP,数量关系
参考文献
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丁文斌.北京市地方财政收入与GDP的协整关系分析[J].北京统计,2003(8)
影响江西省GDP因素的实证分析 篇2
(一) 变量的选择和模型的建立
在此, 我们将“GDP”设为因变量, “社会消费品零售总额”, “外商直接投资总额”, “固定资本形成总额”, “居民消费水平”, “出口总额”设为自变量。
被解释变量:YGDP (亿元)
解释变量一:X1社会消费品零售总额 (万元)
解释变量二:X2外商直接投资总额 (万美元)
解释变量三:X3固定资本形成总额 (亿元)
解释变量四:X4居民消费水平 (元/人)
解释变量五:X5出口总额 (万美元)
将变量的数学形式确定为:
一共有五个解释变量, β0是常数, βi (i=1、2、3、4、5) 是解释变量的偏回归系数, u为随机误差项, 用来表示解释变量以外的其他因素的干扰。
(二) 数据来源
原始数据来源《江西省2012年统计资料汇编》及05、06、07、08、09中国统计年鉴和江西省省统计年鉴。
二、实证分析
(一) 模型估计
将1980年到2014年的样本数据录入Eviews, 用Eviews对数据进行多元回归, 对模型参数 (i=0、1、2、3) 进行估计得到回归方程。
(二) 模型检验
对五元模型进行检验
1. 自相关检验
在五元模型最小二乘估计的结果中, DW=2.115825, 因为du=1.808<2.115825<4-du=2.19, 所以该模型不存在自相关。
2. 用夸特法对五元模型进行异方差检验
将Xi按升序排列, i=1, 2, 3, 4, 5, 删掉排在中间的n/4个, 即34/4个, 删掉8个。将其余样本点划分为样本容量各为12个的两个子样本。分别用两个子样本做回归。求出大∑e2和小∑e2, 并做F检验。结果说明存在异方差。
(三) 模型修正
处理异方差。通过建立新序列c1/e X11/e X21/e X31/e X41/e X51/e Y1/e, 名称分别为:C2X12 X22 X32 X42 X52 Y2处理异方差。对序列回归, 得DW=1.414679, dl=1.144<1.414679<du=1.808, 所以认为不能判定是否存在自相关。
处理自相关。对模型做广义一阶差分回归, 得AR (1) =-0.634197, 经差分后得到新序列, 设为C1Y1 X11 X21 X31 X41 X51。对序列回归, 得DW=2.40494, 4-du<2.40494<4-dl, 不能判断是否有自相关。
重复以上的检验, 直到新序列回归不存在自相关, 不存在异方差, 且模型具有经济意义。最终我们得到二元模型, 回归方程为, 得DW=1.892150, du<1.892150<4-du, 所以不存在自相关。
检验异方差
将Xi按升序排列, i=3, 4。删掉排在中间的n/4个, 即34/4个, 删掉8个。将其余样本点划分为样本容量各为13个的两个子样本。分别用两个子样本做回归。求出大∑e2和小∑e2, 并做F检验。
结果说明存在异方差
处理异方差
建立新序列1/e X3/e X4/e Y/e;名称分别为:C1 X31 X41 Y1。
对新序列回归, 得DW=1.68286, du<1.68286<4-du, 所以不存在自相关。
检验异方差
将Xi按升序排列, i=31, 41。删掉排在中间的n/4个, 即34/4个, 删掉8个。将其余样本点划分为样本容量各为13个的两个子样本。
分别用两个子样本做回归。求出大∑e2和小∑e2, 并做F检验。
结果如下表所示。
不存在异方差
1.3.1F检验
即该模型通过了F检验。
2. 多重共线性检验
由上面的回归分析可以看出, 以X3, X4为解释变量的模型, T、F检验都显著的不等于0, 则表示该模型不存在多重共线性。
通过回归分析表及相关计算可以看出, 此二元模型同时满足T, F, DW及异方差检验。
其中, X3———固定资本形成总额
X4———居民消费水平
且符合经济意义, 故取用该模型。
3. 对建立的方程模型进行统计意义和经济意义的解释
(1) 系数的统计意义和经济意义解释
X3系数统计意义, 在X4不变的情况下, X3每增加一个单位, Y平均增加0.000546个单位。在X3不变的情况下, x4增加一个单位, y平均增加0.000232个单位
经济意义, 在居民消费水平不变的情况下, 固定资产形成总额每增加一元, 江西GDP平均增加0.000546万元。在固定资本形成总额不变的情况下, 居民消费水平每增加一元, 江西GDP平均增加0.000232亿元。
(2) R2的统计意义和经济意义解释
统计意义, 在Y的总变差中, 有99.9982%可由X3和X4做出解释, 剩下的0.0018%不能解释的变差是由误差项所包含的因素的影响造成的。
经济意义, 在江西GDP总变差中, 有99.9982%可由固定资本形成总额和居民消费水平做出解释, 剩下的0.0018%不能解释的变差是固定资本形成总额和居民消费水平以外的其他因素影响造成的。
三、结论
选取模型旨在研究江西省GDP的影响因素选取解释变量为X1:固定资产投资总额, X2:社会销售品零售总额, X3:进出口贸易总额, X4:职工工资总额, X5:居民消费水平, 经过检验, 最终确定解释变量为X1:固定资产投资总额, X2:社会销售品零售总额, 舍掉的解释变量X3:进出口贸易总额, X4:职工工资总额, X5:居民消费水平。并不是他们对GDP没有影响, 只是影响程度没有X1与X2大, 在此不做分析。分析报告的结论发现, 固定资产投资总额及社会消费品零售总额都对江西省生产总值的影响很大。其中, 社会消费品零售总额对江西省GDP的影响最大, 固定资产投资总额对江西省GDP的影响次之。
参考文献
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陕西省GDP 篇3
在传统的国民经济核算中,只关注了煤炭产业发展带来的经济效益,而忽略了煤炭开采过程中自身的资源损耗价值,造成了资源开采的巨大浪费。在此背景下,一些国外研究人员对自然资源开采过程中的价值损失进行了深入分析,认为价值损失是制约自然资源可持续发展的关键因素。Daguta and Heal等人认为如果矿产资源在开采和利用过程中的资源损耗以及造成的环境污染不能用早期的资本积累来补偿的话,会对后代人的发展造成不可逆转的影响。在国内,以李国平为代表的研究学者对我国1981年-2000年间的煤炭资源的耗减价值进行了测算,测算结果表明,在此期间我国煤炭资源的开采和利用过程中有极大的价值损耗,这部分价值损耗并没有在国民经济核算中体现,也没有得到应有的补偿。因而,建立煤炭产业的绿色核算机制迫在眉睫。陕西是我国西部主要的产煤区域,是我国西煤东运的主要供给者。近几年,由于煤炭市场前景一片大好,陕西煤炭工业也取得了迅猛的发展。然而,经济增长与自然资源的消耗比例有多大,单从GDP总量来看无从得知,因而,必须引入绿色GDP这一经济指标,来衡量煤炭产业真实的经济增长。以陕西省煤炭产业为例,引入了使用者成本法来有效衡量煤炭资源在开采和利用过程中的资源耗损价值,从而较为科学的衡量在扣除自然资源损耗之后煤炭产业的绿色GDP,并针对核算结果提出煤炭资源可持续利用的政策建议。
二、绿色GDP内涵与核算内容
(一)绿色GDP内涵随着核算方法和理论的逐渐成熟,研究学者提出了“绿色GDP”。绿色GDP最开始被定义为“生态国内产出”,即在GDP核算中加入了环境要素。随后,在SNA的核算基础之上,绿色GDP又得到进一步的发展,在核算中考虑了经济的负外部性和自然资源的稀缺性。截止现在,绿色GDP的核算内容和方法仍然在逐步完善中。目前,研究学者广泛认同的绿色GDP是在传统的GDP中剔除外部不经济因素(如自然资源的耗损、生态环境的破坏)同时融入外部经济因素(如生态系统的服务价值)之后得到的反映经济真实增长的经济指标。绿色GDP融合了经济、环境、资源等多方面的要素,是一个综合性的经济指标。实行绿色GDP核算,有利于环境友好型和资源节约型社会的发展,也有利于政府和企业在经济发展中提高对环境和自然资源的重视程度。
(二)煤炭产业绿色GDP核算内容传统的GDP核算只反映了煤炭产业的发展带来的经济数量上的增长,无法判断增长背后是多大的资源损耗和环境破坏。因而对煤炭产业进行绿色GDP核算对于完善区域绿色国民经济核算体系、衡量煤炭产业的可持续发展都有重要意义。考虑到煤炭资源的开采量和储存量处于不断的变化之中,本文采用使用者成本法来对煤炭资源的价值损耗进行核算。由于统计资料的有限性,因而在对煤炭产业进行绿色GDP核算时,并未将生态环境的治理费用以及生态服务价值考虑进来。煤炭产业绿色GDP=煤炭工业总产值-煤炭资源价值损耗,其中煤炭资源价值损耗相当于煤炭资源的使用者成本。
三、使用者成本法下绿色GDP核算
(一)使用者成本法使用者成本法是由El Serafy提出来的一种测算真实收入的方法,后来被用来考察不可再生资源资产价值损失。目前,使用者成本法被广泛用于自然资源价值损耗的测算,戴利和科布(Daly and Cobb,1989)尝试运用使用者成本法对绿色GDP进行了初步的核算,并在此基础上提出了可持续经济福利指标。李国平,李志学,张倩等运用使用者成本法研究了中国以及陕北地区煤炭资源价值损耗问题。El Serafy认为自然资源的开采收入不等于开采收益,开采收入应该是资源损耗和增加值两部分之和。其中资源损耗是用于维护原有资本存量完整的支出,必须从毛收入中予以扣除,剩下的增加值才是真实收入,并能无限期维持消费水平。El Serafy使用者成本法的核心思想如下:
令R表示每年的净收入,r为折现率,I为每年的真实收入,则真实收入I的现值(NPV)为:
对于某一种具体的自然资源,在其有限的开采年限(T)内,每年的净收入R的现值:
展开后得到:
根据El Serafy的假设,把开采年限内对于不可再生资源的的开采收入都用于投资,令(1)与(2)相等,即得到真实收入I为:
El Serafy假定使用者成本为净收入(R)与真实收入(I)之差。若令D表示使用者成本,则给定某一项资源,其使用者成本,即为该项资源的资产价值折耗。
(二)使用者成本法应用理论上,El Serafy的使用者成本是,而在实际的应用中,还需要对公式进行适当的变形。R表示每年的净收入,根据相关的统计数据,净收入R的计算公式为:R=销售收入-中间成本-工资总额-正常投资回报;销售收入=国际煤炭价格×煤炭产量;中间成本=工业总产值-工业增加值+本期应交增值税;工资总额=煤炭产业从业人员×平均工资;正常资本回报=总资产×全社会平均资产贡献率。在公式中,T代表开采年限,即在现有的储量下以目前的开采速度可以开采的年限。r表示折现率,以银行的基准利率为标准。在使用者成本核算中,将不考虑极端情况。首先,不考虑T趋于∞的情况,煤炭储量有限不可能无限期的开采下去;其次,不考虑r趋于∞的情况,当r趋于∞时,意味着只考虑当代人的收入而完全忽视后代人的收益,这是非常不可取的;最后不考虑折现率为零的情况,折现率为零,意味真实收入为零,全部净收入都作为使用者成本,导致资源耗减价值的虚增。
四、基于使用者成本的陕西省煤炭产业绿色GDP核算
(一) 陕西省煤炭产业发展现状陕西作为一个煤炭大省,炭资源丰富,分布范围广泛,将近70%的县区都富含煤炭资源,因而以陕西省煤炭产业为例进行绿色GDP核算研究具有重要意义。根据图(1)显示,陕西省煤炭开采量呈逐年上升的趋势,2011年的开采量是2005年开采量的3倍之多。这说明陕西省经济的快速发展对煤炭资源需求旺盛,同时也说明煤炭开采技术大幅度提高。在如此大规模的开采之下,一方面,陕西省煤炭产业取得了蓬勃的发展,项经济指标都摇摇领先于其他产业;另一方面,高强度的开采之下,煤炭资源的储量直线下降,资源短缺问题越来越严重。
(二)陕西省煤炭产业使用者成本测算El Serafy的使用者成本核算公式仅适用于完全竞争的市场,而我国的能源资源一直以来都是由国家垄断控制,尚不具备完全竞争的市场条件。因此,在具体的核算中将采用国际煤炭价格来修正国内价格,这样不仅适用于El Serafy使用者成本的的条件,也有利于从国际市场考察陕西煤炭资源的利用情况。根据公式销售收入=国际煤炭价格×陕西省煤炭产量,就可以测算出陕西省各年的煤炭收入。为了消除通货膨胀对各年煤炭价格的影响,在核算中引入了以2005年为基期的消费物价指数对各年的核算结果进行调整。其中各年的消费物价指数见表(1),陕西省煤炭产业调整后的各年销售收入见表(2)。(1)净收入R的测算。根据净收入R的计算公式,核算并统计出2005年-2011年陕西省煤炭产业的净收入,具体数值如表(3)所示。(2)煤炭产业使用者成本测算。根据公式,在核算煤炭资源的使用者成本时,需要确定开采年限(T)和折现率(r)这两个因素。陕西省2005年-2011年的煤炭开采量和煤炭可探明储量处于连续的增长中,据相关统计部门资料显示,到2011年底,陕西省煤炭可探明储量为1700亿吨,根据储量和开采量的比值所估算的开采时间都在100年以上。考虑到自然灾害等不可控制因素的影响以及开采技术的逐年进步,在计算中开采年限都以100年为标准。在确定折现率r时,参考中央银行的基准利率。2005年-2011年央行的基准利率在2.25%~4.14%之间浮动,为了测算方便,取折现率为2.25%、4.14%来考察陕西省煤炭资源的使用者成本。最后,根据使用者成本的核算公式,陕西省2005年-2011年煤炭的使用者成本如表(4)所示。表中给出了折现率为2.25%和4.14%下陕西省煤炭资源的价值损失,通过横向比较表中数据,可以发现2.25%折现率下的使用者成本要远远高于4.14%下的使用者成本。2011年,陕西省煤炭资源在r=2.25%时的使用者成本是r=4.14%时的使用者成本的4.89倍,其他年份也有相似的结果。这一方面是由使用者成本的计算公式决定的,另一方面也说明使用者成本受折现率的影响较大。这种情况说明煤炭资源开采者用于投资的部分在所获利润占的比重在逐年减少,这在一定程度上不利于煤炭产业的可持续发展。通过纵向比较,除2009年(2009年国际煤炭价格回落较大,因而使用者成本出现较大的波动)以外的其他几年的使用者成本呈逐年上升趋势,说明该阶段的经济发展对煤炭资源的价值损耗较大,而随着煤炭开采技术的进步和自然资源、环境保护意识的增强,资源价值损耗的增幅在逐年减小。
注:表中数据来源于《中国统计年鉴2012》
注:1.表中数据来源于《BP 世界能源统计年鉴 2013》、中国货币网、陕西省煤炭生产安监督局、煤炭网
注:数据来源于《陕西省统计年鉴》(2006-2012)
(三)陕西省煤炭产业绿色GDP核算根据公式“煤炭产业绿色GDP=煤炭产业工业总产值-煤炭资源价值损耗”,结合陕西省历年统计年鉴中具体数据,得到陕西省煤炭产业2005年-2011年的绿色GDP值,如表 (5) 所示。在2.25%的折现率下,2005年陕西省煤炭产业的绿色GDP占煤炭产业工业总产值的77.45%,说明这一时期煤炭产业的发展对于资源的损耗很大,而随着煤炭开采技术的成熟以及环境保护的观念深入人心,陕西省煤炭产业的绿色GDP呈逐年上升的趋势。在4.14%的折现率下,陕西省煤炭产业的绿色GDP在工业总产值中的比重都达到了97%以上。但是,这并不表示在2005年-2011年陕西省煤炭资源的开发和利用没有资源损失。这主要归结于陕西省煤炭开采量较大,也因为使用者成本受折现率的影响较大。因而,在对储量有限制的自然资源进行开发和利用时,要保持合适的开发速度。
五、结论
陕西省GDP 篇4
关键词：物流,协整,GDP
随着世界经济的快速发展和现代科学技术的进步,物流作为许多国家或地区国民经济发展中的重要组成部分,在全球范围内得以迅速发展。在国际上,物流产业被认为是国民经济发展的动脉和基础产业,被喻为促进经济发展的“加速器”。同时,经济的发展又决定了物流需求,决定了物流业的发展。可见,经济与物流发展之间存在着密切的关系。
1 数据的处理
(1)我们要研究物流规模与GDP的数量关系，就要选取用什么样的数据来进行实证分析。由于我国统计资料中没有物流规模这一统计量，从《中国统计年鉴》及其他的统计资料中我们选取货物周转量WL作为物流规模的一个近视。虽然物流不仅仅是货物的运输，还包括库存等其他方面，但周转量是货物量与平均运输距离的乘积，可以大致上反映一个地区的物流规模。我们选取江西省GDP作为另一个重要的宏观数据指标。
(2)我们选取1978年—2005年的28组数据作为统计分析的原始数据，其中1978到1998的数据来自《新中国五十年》，1998到2005的数据来自各年份的《中国统计年鉴》，并对数据进行了一些修改。首先是对GDP化为以1978为基期的可比性的数据。然后对进行过处理的GDP和WL数据在取其对数值既取其ln值。这样我们得到的回归系数将是GDP与WL之间的一个弹性系数。这对于我们有很重要的实际意义。
2 模型的建立
由于周转量与GDP都是时间序列，不能直接建立回归模型。
2.1 时间序列的单位根检验
在此，我们采用了Augment Dickey-Fuller检验(ADF检验)对时间序列数据的稳定性进行分析，ADF检验法的回归方程如下:
此处，我们引入滞后差分的形式是为了保证残差项为白噪声。其中，Y1是待检验的时间序列，T是时间的趋势，p为滞后期数，ε1为随机误差项，最优滞后期数由Engle and Yoo(1987)提出的AIC准则确定。
ADF检验的统计检验结果由t统计量描述，由于ADF统计量的分布的非标准性，因此我们采用Mackinnon临界值来判断。若在m-1阶以下(含m-1阶)差分有t统计值小于临界值，而在m阶差分下有t统计值大于临界值，则该序列为含m个单位根的不稳定的m阶单整序列，可表示为I(m)。
在eviews5.1中我们进行ADF检验，结果如下:
从检验结果可以看出，虽然lnGDP与lnWL数据都不是平稳的时间序列，但其一阶I(1)都是平稳的,所以可能存在着协整关系。
2.2 协整检验利用普通OLS估计，得到lnWL和lnGDP的估计方程为:
发现残差有较强的一阶自相关性。我们考虑加入适当的滞后项,建立模型如下:
虽然有两个系数的显著性在10%才能通过，但其F检验有着强烈的显著性，并且德宾—沃森统计量接近2.0没有自相关性，其拟合优度也很高。
同时，对方程估计的残差进行ADF单位根检验，结果如下:
由于残差e是零阶平稳的，故lnWL和lnGDP有着长期稳定的均衡关系。
2.3 格兰杰因果分析
首先从经济理论上可以认为物流增长与经济增长之间存在相互促进、互为因果的关系,但还需要从实证中加以验证。是物流的变化引起GDP的变化,还是GDP的变化引起物流的变化,或者两者都是由共同的内因决定的?这是经济学分析中的一个常见问题,就是要确定一个变量的变化是否为另一个变量变化的原因。解决该类问题的常用方法是Granger的因果关系检验法。
解释变量X和被解释变量Y存在格兰杰因果关系，当且仅当如下条件成立:
(1)变量X应该有助于解释变量Y;即添加X的过去值作为独立的解释变量应当可以显著增加回归的解释能力;
(2)Y不应当有助于预测X;即添加Y的过去值作为独立的解释变量应当可以不能显著增加回归的解释能力。
利用eviews5.1对GDP和WL进行格兰杰因果关系检验，结果如下:
在显著性水平α=5%时，从上表数据可以看到，lnGDP不能格兰杰引起lnWL的假设被拒绝，而lnWL不能格兰杰引起lnGDP的假设被接受。因此，可以认为，lnGDP与lnWL之间存在单向的格兰杰因果关系，即江西省的lnGDP的变化是引起江西区域物流lnwl的原因。
3 基本结论与政策建议
(1)首先江西省物流发展与经济发展之间存在较强的相关关系,尽管各自是非平稳的,但它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。在长期内,江西省GDP每增长1个百分点,可以平均带动物流规模增长0.228719个百分点。
(2)在Granger因果检验表明从总体上认为江西省GDP是物流规模的原因,即认为江西经济的增长带动了物流的增长。江西地处中部，东与沿海发达地方相连，西通中西部，这就决定了江西在全国的战略地位。资源以及货物的南来北往都能带来强烈的物流需求。物流发展的前提条件是要有大量物流需求的存在,而大量物流需求的产生正要以良好的经济基础为条件。特别是经过20多年改革开放,江西经济得到快速发展以及综合经济实力得到显著增强,为推进物流发展打下较好的基础。
(3)尽管从江西省物流规模与GDP的Granger因果关系检验结果表明江西物流规模不是GDP的原因。一种解释是:由于物流业在江西是个新兴的行业，还无法在数据上反映出它对经济的推动作用，但我们不可忽视江西省物流的发展对江西经济的作用。物流的增长可以通过不同的渠道向外扩散并对整个经济系统产生不同的最终影响。通过发展物流产业,可以促进产业结构的合理化。产业结构的合理化是以第三产业的发展水平来衡量的,而物流产业是第三产业,它的发展将带动交通运输业、商贸业、金融业、信息业和旅游业等多种产业的发展,对第三产业的发展起到积极的促进作用,使地区产业结构得到优化升级,实现由劳动密集型向资本、技术密集型产业演进,从而促进地区经济的发展。同样,发展物流业可以改变经济增长方式,改善投资环境,促进市场的发展,从而提高经济运行的质量和效益。
(4)打造江西制造业基地，实现江西在中部地区崛起。为此，江西省人民政府办公厅也出台了《关于促进我省现代物流业发展的意见》。力争用5年左右时间，把南昌打造成为区域性现代物流中心，并成为我国中部地区现代物流的重要枢纽。这为江西物流业发展提供了广阔的市场，同时也对发展江西物流业提出新的要求。面对新的经济环境、新的市场,发展物流业必须应着重做好制定发展物流产业的规划、改革体制机制、完善交通基础设施、改善物流设施和装备条件、加强物流管理和提高物流服务水平以及加快物流人才的培养等各方面的工作。只有这样,江西省区域物流业才能与江西经济一起发展壮大。
参考文献
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