國民生產(chǎn)總值精選(九篇)

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第1篇：國民生產(chǎn)總值范文

【關(guān)鍵詞】投資 國民生產(chǎn)總值 線性回歸 模型檢驗(yàn) 結(jié)果分析

一、案例數(shù)據(jù)

二、建立模型

利用Eviews軟件，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析和描述，由Y和X1、X2、X3的散點(diǎn)圖可知基本為線性關(guān)系，因此可建立線性回歸模型

三、估計(jì)模型

利用Eviews軟件做OLS估計(jì)，輸出結(jié)果如下圖所示：

四、多重共線性檢驗(yàn)

由于X1系數(shù)為負(fù)，不符合經(jīng)濟(jì)規(guī)律。而且R2 很大，可是每個(gè)t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值都很小，因此可認(rèn)為模型存在多重共線性?？梢杂肍rish法進(jìn)行修正。

（1）對Y分別關(guān)于X1、X2和X3作最小二成回歸，可得如下結(jié)果。Y對于X1的R-squared和Adjusted R-squared分別為0.904和0.899；Y對于X2的R-squared和Adjusted R-squared分別為0.93和0.927；Y對于X3的R-squared和Adjusted R-squared分別為0.911和0.906。因而由R-squared和Adjusted R-squared的值可知，X2更新改造投資是最重要的解釋變量。其次才是其它投資和基本建設(shè)投資。

（2）選定第二個(gè)回歸方程為基本回歸方程。分別加入X1和X3。

首先加入X3，在加入X3之后，觀察輸出結(jié)果可知R-squared和Adjusted R-squared的值變化不大，可是解釋變量t統(tǒng)計(jì)量的值卻變小了，所以模型之中沒有必要保留X3。加入X1之后，由輸出結(jié)果也可以得出，加入X1之后，R-squared和Adjusted R-squared的值變化不大，可是解釋變量t統(tǒng)計(jì)量的值卻變小了，所以模型之中也沒有必要保留X1。僅僅需要保留X2。

經(jīng)過多重共線性的檢驗(yàn)和消除多重共線性之后，我們可以在模型中去掉X1和X3。因而可以建立Y和X2之間的關(guān)系。Y和X2之間的關(guān)系如下：

Y＝1448.03+13.75X2

（4.00） （15.52）

R2 =0.95 DW=0.54

五、異方差檢驗(yàn)

對Y關(guān)于X2建立的線性模型做White檢驗(yàn)，通過輸出結(jié)果可知：Obs*R-squared的統(tǒng)計(jì)值為2.978，比臨界值要小。可以通過White檢驗(yàn)。因此模型之中不存在異方差。

六、自相關(guān)檢驗(yàn)

由回歸方程可知，方程DW統(tǒng)計(jì)量為0.54，則模型存在自相關(guān)。需要消除自相關(guān)。參差相關(guān)圖和偏相關(guān)圖如下。

相關(guān)圖十一個(gè)衰減的過程。偏相關(guān)圖在k＝1有峰值，在k＝2處可能也是峰值。因而可以建立Y關(guān)于X2 AR（1） AR（2）的回歸方程。但是通過由輸出結(jié)果可知，AR（2）并沒有顯著性。則應(yīng)該把AR（2）在模型中刪除。可得到新的輸出結(jié)果如下：

DW值為1.27,可以通過DW檢驗(yàn)，則模型中的自相關(guān)消除。

七、結(jié)果分析

由最后的輸出結(jié)果可知，R-squared=0.992Adjusted R-squared=0.991。因此，樣本回歸方程對樣本的擬合優(yōu)度很高，較好的擬合了樣本觀測值。X2的t統(tǒng)計(jì)量4.67和AR（1）的t統(tǒng)計(jì)量14.21可以通過顯著性檢驗(yàn)。并且F-statistic= 991.6也使模型必然可以通過F檢驗(yàn)。

八、經(jīng)濟(jì)意義

第2篇：國民生產(chǎn)總值范文

一、建立模型

建立VAE模型，采用ADF單位根檢驗(yàn)來建立模型，建立的模型包括國民生產(chǎn)總值（GDP）和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量（I）。

二、單位根檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，對國民生產(chǎn)總值取自然對數(shù)，得到LnGDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量取自然對數(shù)，得到LnI的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

通過表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，LnGDP和LnI都是一階單整的時(shí)間序列變量，這兩個(gè)變量都具有一階單整性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，VAE模型可以采用LnI和LnGDP的一階差分序列DLnI和DLnGDP來建立。

三、方差分解

對國民生產(chǎn)總之增長率以及農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量增長率的預(yù)測誤差進(jìn)行方差分解見表2。

通過表2可以發(fā)現(xiàn)，國民生產(chǎn)總值增長率沖擊的貢獻(xiàn)率每年都在65%以上，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量增長率沖擊的貢獻(xiàn)率增長顯著，每年都增長好幾個(gè)百分點(diǎn)，而且越來越快，到第10年已經(jīng)達(dá)到33.7%。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量自身沖擊的貢獻(xiàn)率一直在45%以上，國民生產(chǎn)總值增長率沖擊的貢獻(xiàn)率始終在47%水平上，這表明我國國民生產(chǎn)總值受到農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量的極大影響；而農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施存量也受到國民生產(chǎn)總值的很大影響。

以上研究表明我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率有著很重要的影響，在這方面應(yīng)當(dāng)采取有效措施，在農(nóng)業(yè)上加大基礎(chǔ)設(shè)施的投入，滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需要，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

四、采用空間數(shù)據(jù)進(jìn)行分析

對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長可以通過不同的角度來進(jìn)行分析，以下通過空間數(shù)據(jù)來分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，空間數(shù)據(jù)來分析是一種非常實(shí)用的研究方式。我們將空間鄰接或空間鄰近的區(qū)域單元的相關(guān)程度用Moran來表示，計(jì)算出Moran指數(shù)值。

Moran指數(shù)值的范圍一般大于負(fù)1，小于1，如果Moran指數(shù)值為正數(shù)，表示空間自相關(guān)的存在為正，如果Moran指數(shù)值為負(fù)數(shù)，表示空間自相關(guān)的存在為負(fù)，如果Moran指數(shù)值為接近0，表示空間自相關(guān)不存在。Moran指數(shù)值還可以采用硬外一種方法來計(jì)算，即通過統(tǒng)計(jì)量來計(jì)算，我們將統(tǒng)計(jì)量用字母Z來表示。同樣，如果Z的值為正數(shù)，表示空間自相關(guān)為正，如果Z的值為負(fù)數(shù)，表示空間自相關(guān)為負(fù)，如果Z的值接近0，表示空間自相關(guān)不存在，證明觀測值是隨機(jī)在空間分布上排列的。

通過表3可以發(fā)現(xiàn)，空間自相關(guān)的存在為正，說明2001～2010年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的生產(chǎn)技術(shù)在向外擴(kuò)散，各個(gè)省之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率之間相互影響，存在著全局的空間依賴性。

五、空間面板SAR和VAE模型檢驗(yàn)

將空間面板自回歸模型用SAR來表示，SAR可以表示為：

第3篇：國民生產(chǎn)總值范文

1．1國民經(jīng)濟(jì)核算的含義

國民經(jīng)濟(jì)核算是運(yùn)用統(tǒng)計(jì)指標(biāo)及其體系，對一定范圍和一定時(shí)間的人力、物力、財(cái)力資源與利用所進(jìn)行的計(jì)量；對生產(chǎn)、分配、交換、消費(fèi)所進(jìn)行的計(jì)量；對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中形成的總量、速度、比例、效益所進(jìn)行的計(jì)量等。廣義來講，國民經(jīng)濟(jì)核算包括統(tǒng)計(jì)核算、會計(jì)核算、業(yè)務(wù)核算，它們相輔相成。分工協(xié)作，有機(jī)地組成國民經(jīng)濟(jì)核算體系；狹義來講，國民經(jīng)濟(jì)核算僅指國民經(jīng)濟(jì)綜合平衡統(tǒng)計(jì)核算。

國民經(jīng)濟(jì)核算的目的是為經(jīng)濟(jì)行為監(jiān)測、經(jīng)濟(jì)分析、國際比較、政策分析和制定以及宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控和管理服務(wù)。國民經(jīng)濟(jì)核算方法是試圖通過系統(tǒng)地規(guī)范概念、分類、核算原則、表現(xiàn)方式及邏輯關(guān)系，更好地實(shí)現(xiàn)對國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程的統(tǒng)計(jì)描述。

1．2國民經(jīng)濟(jì)核算的功能

作為國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)方法，國民經(jīng)濟(jì)核算對我國的宏觀經(jīng)濟(jì)管理和微觀經(jīng)濟(jì)決策都具有重要作用，主要表現(xiàn)在以下方面：

首先，國民經(jīng)濟(jì)核算能夠有效反映國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況。國民經(jīng)濟(jì)核算通過一系列科學(xué)的核算原則和方法把描述國民經(jīng)濟(jì)各個(gè)方面的基本指標(biāo)有機(jī)地組織起來，采用大量信息的國民經(jīng)濟(jì)核算體系，對計(jì)劃、決策的確定和執(zhí)行起著重要的咨詢、服務(wù)與監(jiān)督作用。其次，國民經(jīng)濟(jì)核算是宏觀經(jīng)濟(jì)管理的重要依據(jù)。國民經(jīng)濟(jì)核算提供了關(guān)于整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的系統(tǒng)數(shù)據(jù)，是制定宏觀經(jīng)濟(jì)管理所需規(guī)劃、計(jì)劃和政策的重要依據(jù)。國民經(jīng)濟(jì)核算所提供的有關(guān)生產(chǎn)、收入分配、消費(fèi)、投資等方面的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，為宏觀經(jīng)濟(jì)管理的中長期規(guī)劃和年度計(jì)劃，以及財(cái)政政策、金融政策、產(chǎn)業(yè)政策、收入分配政策等一系列經(jīng)濟(jì)政策的制定提供了重要依據(jù)。再次，國民經(jīng)濟(jì)核算是微觀決策的重要依據(jù)。隨著社會主義市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，企業(yè)和個(gè)人對生產(chǎn)、消費(fèi)和投資決策的需求增強(qiáng)，國民經(jīng)濟(jì)核算部門能否提供準(zhǔn)確和豐富的國民經(jīng)濟(jì)核算信息直接影響到?jīng)Q策的科學(xué)性。通過對各種不同類型經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)的基本概念、基本分類和指標(biāo)設(shè)置提出統(tǒng)一要求，國民經(jīng)濟(jì)核算使得這些經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)在滿足其要求的同時(shí)，實(shí)現(xiàn)彼此之間的相互銜接，使整個(gè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)形成一個(gè)統(tǒng)一的整體。

2我國國民經(jīng)濟(jì)核算的方法

第4篇：國民生產(chǎn)總值范文

論文關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值,國民生產(chǎn)總值,引進(jìn)來,走出去,均衡發(fā)展

從歷史沿革來看，越來越多的國家用GDP代替GNP作為國民收入核算的新標(biāo)準(zhǔn)，反映了經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展趨勢。隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷深化，各國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)GDP與GNP差距擴(kuò)大的趨勢,把GDP與GNP的關(guān)系作為切入點(diǎn)，分析二者差距不斷擴(kuò)大的原因，在利用外資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，大力實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，尋求“引進(jìn)來”和“走出去”的均衡發(fā)展，這是我們參與經(jīng)濟(jì)全球化能力的重要體現(xiàn)。

一、國內(nèi)生產(chǎn)總值與國民生產(chǎn)總值的關(guān)系

國民收入是反映一國一定時(shí)期內(nèi)（通常為1年）投入的生產(chǎn)資源所產(chǎn)出的最終產(chǎn)品和服務(wù)的市場價(jià)值或由此形成的收入的一個(gè)數(shù)量指標(biāo)。國際通行的統(tǒng)計(jì)方式有兩種——國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與國民生產(chǎn)總值（GNP）。國內(nèi)生產(chǎn)總值是以一國領(lǐng)土為標(biāo)準(zhǔn)，指的是在一定時(shí)期內(nèi)一國境內(nèi)生產(chǎn)的產(chǎn)品與服務(wù)的總值；國民生產(chǎn)總值則是以一國國民為標(biāo)準(zhǔn)，指的是在一定時(shí)期內(nèi)一國國民生產(chǎn)的產(chǎn)品與服務(wù)的總值。二者的關(guān)系等式為：

其中，NFP代表本國國民在外國境內(nèi)的收入減去外國國民在本國境內(nèi)的收入，即本國從外國取得的凈收入，這些收入是由生產(chǎn)要素資本與勞動(dòng)的國際間流動(dòng)引起的，故稱為凈要素收入，具體包括付給工人的凈報(bào)酬、凈投資收入。當(dāng)存在著一國向另一國無償捐贈(zèng)的現(xiàn)金或其他實(shí)際資源時(shí)，這一單方面轉(zhuǎn)移也應(yīng)包括在其中。

二、國內(nèi)生產(chǎn)總值與國民生產(chǎn)總值的差距

凈要素收入（NFP）這一指標(biāo)的大小與正負(fù)，決定著一國在一定時(shí)期內(nèi)國民生產(chǎn)總值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的差距大小。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷深化，各國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)GDP與GNP差距擴(kuò)大的趨勢。上世紀(jì)80年代以前，大多數(shù)國家和地區(qū)的GDP與GNP相差甚微。但是，在經(jīng)濟(jì)全球化不斷加快發(fā)展的過程中，出現(xiàn)了一個(gè)明顯的GDP與GNP差距持續(xù)擴(kuò)大的趨勢。許多發(fā)達(dá)國家的GNP都大于GDP，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家到海外投資多，他們在國內(nèi)和國外共同創(chuàng)造的總經(jīng)濟(jì)價(jià)值遠(yuǎn)高于國內(nèi)生產(chǎn)總值。而許多發(fā)展中國家的情形則截然相反，GNP常常小于GDP的增長。各國資本和勞動(dòng)等生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢的差異性以及跨國流動(dòng)的不均衡性，是許多國家GDP與GNP差距不斷擴(kuò)大的最主要原因。1993年以后，我國吸收外商直接投資在發(fā)展中國家一直位居首位，而對外投資整體規(guī)模較小，導(dǎo)致GNP慢于GDP的增長。GDP與GNP差距的持續(xù)擴(kuò)大折射出我國在“引進(jìn)來”和“走出去”兩方面發(fā)展的失衡。

三、實(shí)施“引進(jìn)來”與“走出去”的均衡發(fā)展

在許多國家經(jīng)濟(jì)增長中出現(xiàn)GDP與GNP差距不斷擴(kuò)大的情況下，GDP指標(biāo)的片面性顯得更加突出。在經(jīng)濟(jì)全球化加快發(fā)展的今天，單純用GDP指標(biāo)來衡量一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)總量，容易高估一些發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，同時(shí)低估一些發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，GNP仍是反映一個(gè)國家綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不可或缺的重要指標(biāo)。我們應(yīng)該從單純重視GDP，轉(zhuǎn)向更加重視GNP，尋求“引進(jìn)來”和“走出去”的均衡發(fā)展，這是我們參與經(jīng)濟(jì)全球化能力的重要體現(xiàn)。在利用外資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，應(yīng)大力實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，這是更高層次的對外開放。

1.充分認(rèn)識和發(fā)揮對外投資的作用

我國還是一個(gè)發(fā)展中國家，人均GDP水平還很低。按照傳統(tǒng)的對外投資理論，還沒有到大規(guī)模對外投資的發(fā)展階段。但是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不是決定對外投資的唯一因素。在經(jīng)濟(jì)全球化的條件下，全球競爭演變?yōu)橐钥鐕緮?shù)量和在國際范圍內(nèi)整合資源能力為主的競爭。應(yīng)充分認(rèn)識對外投資在“走出去”以及國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，積極培育中國式跨國公司的發(fā)展，提高我國全球配置資源的能力。

2.以國內(nèi)產(chǎn)業(yè)為依托提高核心競爭力

對外投資要以國內(nèi)產(chǎn)業(yè)為依托。我國國內(nèi)市場已由“賣方市場”轉(zhuǎn)變?yōu)?ldquo;買方市場”，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化已成為我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在要求。當(dāng)前要以紡織、輕工、機(jī)電為重點(diǎn)，積極開展境外加工貿(mào)易，建立海外生產(chǎn)制造基地，實(shí)現(xiàn)“全球生產(chǎn)，全球經(jīng)營”。從國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級發(fā)展出發(fā)，要求“走出去”更好地利用國外科技資源，到科技資源密集的地方，設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)或高新技術(shù)企業(yè)，開發(fā)生產(chǎn)具有自主知識產(chǎn)權(quán)的高新技術(shù)產(chǎn)品，提高我國企業(yè)的核心競爭力。

3.利用國外資源來緩解國內(nèi)資源短缺的約束

從理論上來講，獲取境外資源可以通過對外貿(mào)易和對外投資兩種方式，但是越來越多的國家對初級形態(tài)的資源出口采取限制政策，國家間爭奪能源的斗爭日趨激烈。通過對外投資，加強(qiáng)海外重要戰(zhàn)略資源的供應(yīng)保障，不僅可以有效緩解國內(nèi)重要資源的供求矛盾，切實(shí)維護(hù)國家經(jīng)濟(jì)安全，而且在后金融危機(jī)貿(mào)易保護(hù)主義愈演愈烈的情況下，不斷提高對外開放水平。

4.繼續(xù)發(fā)揮比較優(yōu)勢力爭成為勞務(wù)出口的大國和強(qiáng)國

勞務(wù)輸出是緩解國內(nèi)就業(yè)壓力、促進(jìn)GNP增長的重要途徑。我國勞動(dòng)力資源豐富、價(jià)格低廉，這種比較優(yōu)勢不應(yīng)僅體現(xiàn)在我國的出口和吸收外資中，還應(yīng)該充分體現(xiàn)在“走出去”之中。要把勞務(wù)輸出放到與出口和引資同等重要的地位，進(jìn)一步加強(qiáng)各部門管理職能的協(xié)調(diào)和整合，提高我國勞務(wù)人員的整體素質(zhì)。同時(shí)，規(guī)范對外勞務(wù)合作經(jīng)營秩序，維護(hù)外派勞務(wù)人員的合法權(quán)益。

參考文獻(xiàn)

1 單忠東、綦建紅編著,《國際金融》(第二版),北京大學(xué)出版社,2006年版。

第5篇：國民生產(chǎn)總值范文

1、通海縣，隸屬于云南省玉溪市，是云南省蒙古族聚居地，烤煙高產(chǎn)縣之一，位于省境中部偏南，杞麓湖畔的湖積平原上，石灰?guī)r山地圍繞四周，2016年，通?？h完成地區(qū)生產(chǎn)總值101、19億元，增長10、7%；

2、新平縣，玉溪市下轄縣，新平縣東與峨山縣毗鄰，距昆明市180公里，距玉溪市90公里，2012年，新平縣實(shí)現(xiàn)國民生產(chǎn)總值848186萬元，同比增長15、4%；

3、峨山縣，玉溪市下轄縣，峨山縣成立于1951年5月12日，是中華人民共和國第一個(gè)彝族自治縣，也是云南省第一個(gè)實(shí)行民族區(qū)域自治的縣，2012年，峨山縣完成國民生產(chǎn)總值439435萬元，同比增長14、3%。

（來源：文章屋網(wǎng) ）

第6篇：國民生產(chǎn)總值范文

關(guān)鍵詞：短期國際資本流動(dòng);廣義貨幣供應(yīng)量;經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

1 引言

自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規(guī)模持續(xù)涌入，我國國內(nèi)相繼發(fā)生了房地產(chǎn)市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動(dòng)性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機(jī)爆發(fā)并引發(fā)國際金融危機(jī)之后，全球金融機(jī)構(gòu)的“去金融杠杠化”趨勢強(qiáng)化，外部沖擊下的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)勢頭，與之伴隨著的是國內(nèi)貨幣政策困境、人民幣匯率波動(dòng)、股指大跌，以及經(jīng)濟(jì)增長放緩。因此，從當(dāng)前中國的現(xiàn)實(shí)國情出發(fā)，分析短期國際資本對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響及其傳導(dǎo)渠道，科學(xué)而前瞻地研究短期國際資本流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長率波動(dòng)的關(guān)系，無疑是理論界和實(shí)務(wù)部門面臨的重要課題，同時(shí)也可為妥善應(yīng)對當(dāng)前的金融危機(jī)提供重要思路。

2 文獻(xiàn)回顧

值得注意的是，國內(nèi)外比較缺乏短期國際資本流動(dòng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動(dòng)的影響因素及其多元化資產(chǎn)配置效應(yīng)。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的影響。研究表明，資本過度流入會導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)過熱，具體表現(xiàn)為：一是引起貨幣擴(kuò)張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導(dǎo)致實(shí)際匯率升值，惡化貿(mào)易條件［4］；三是影響總需求［5］。

梳理并綜合目前國內(nèi)關(guān)于短期國際資本的研究文獻(xiàn)，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計(jì)量方法為：短期國際資本規(guī)模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機(jī)資本［6］。唐旭、梁猛認(rèn)為，短期國際資本從貿(mào)易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業(yè)的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業(yè)的外債等三個(gè)渠道流入中國［7］。

第二類文獻(xiàn)主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻(xiàn)有：王世華、何帆發(fā)現(xiàn)，人民幣升值預(yù)期是中國短期國際資本流動(dòng)的決定因素，良好的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結(jié)論認(rèn)為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動(dòng)機(jī)外，還出于“套匯”和“套價(jià)”動(dòng)機(jī)［9］。

第三類文獻(xiàn)主要分析短期國際資本流入對我國資產(chǎn)價(jià)格的影響。劉莉亞研究結(jié)果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動(dòng)住宅價(jià)格尤其是豪華住宅價(jià)格指數(shù)的上升［10］。張誼浩、沈曉華發(fā)現(xiàn)，人民幣升值和上證綜合指數(shù)上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數(shù)上漲的原因［11］。

國內(nèi)外研究成果對本文的實(shí)證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻(xiàn)尚缺乏針對短期國際資本流動(dòng)與國內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，特別是與經(jīng)濟(jì)增長率波動(dòng)關(guān)系的專門成果，這與中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動(dòng)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響機(jī)制，以及短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率變化對經(jīng)濟(jì)增長率的影響等方面展開研究。

3 理論模型

根據(jù)貨幣供給的乘數(shù)理論，假設(shè)在短期內(nèi)廣義貨幣供應(yīng)量(M2)為外生變量，貨幣供應(yīng)量主要由基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量(H)與貨幣乘數(shù)(λ)共同決定。假設(shè)，短期國際資本對廣義貨幣供應(yīng)量影響的滯后期及廣義貨幣供應(yīng)量對產(chǎn)出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應(yīng)量表達(dá)式如下

由（13）式可知：當(dāng)短期國際資本流動(dòng)SCFt-a-b0，若t+1-a-b期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率高于t-a-b期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率，經(jīng)濟(jì)增長率會上升；反之，則經(jīng)濟(jì)增長率會下降。值得注意的是，本模型推導(dǎo)過程中隱含著短期國際資本對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應(yīng)量來影響產(chǎn)出變化。。

4 樣本選擇及其描述

結(jié)合近年來國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際狀況，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動(dòng)、廣義貨幣供應(yīng)量和實(shí)際國民生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。本文所涉及的數(shù)據(jù)均來源于WIND資訊系統(tǒng)。1 實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與廣義貨幣供應(yīng)量（M2）

本文運(yùn)用價(jià)格指數(shù)對國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理得到不變價(jià)格國內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)。由于不變價(jià)格國內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)是一組具有較強(qiáng)季節(jié)特征的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，這里對其進(jìn)行季度調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)作為2000~2008年每季度的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值。同時(shí)，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導(dǎo)結(jié)論，本文選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為短期國際資本對GDP進(jìn)行傳導(dǎo)的中間變量。2 短期國際資本流動(dòng)（SCF）

本文參考并改進(jìn)張誼浩、沈曉華［11］計(jì)量短期國際資本流入規(guī)模的方法估算短期國際資本流動(dòng)規(guī)模。具體測算公式

短期國際資本流動(dòng)=外匯儲備增量-FDI-正常的貿(mào)易順差

在計(jì)算正常的貿(mào)易順差時(shí)，本文改用加權(quán)移動(dòng)平均法。在確定權(quán)重時(shí)，首先算出2000~2004年各季度貿(mào)易順差的估計(jì)值，貿(mào)易順差估計(jì)值的確定方法為：當(dāng)期季度貿(mào)易順差的估計(jì)值=當(dāng)期季度前四個(gè)季度貿(mào)易順差估計(jì)值的移動(dòng)平均值，例如2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值為1999年四個(gè)季度貿(mào)易順差的均值，2000年第二季度貿(mào)易順差的估計(jì)值為2000年第一季度貿(mào)易順差估計(jì)值和1999年第二季度到第四季度貿(mào)易順差的均值。然后將各季度實(shí)際的貿(mào)易順差除以對應(yīng)時(shí)期的貿(mào)易順差的估計(jì)值，將這些比率的均值確定為權(quán)重。經(jīng)計(jì)算，權(quán)重為1.16?；?000~2004年我國貿(mào)易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿(mào)易順差出現(xiàn)較大的波動(dòng)，本文認(rèn)為2000~2004年統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差額為正常貿(mào)易順差，2004年以后，統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時(shí)，以美元計(jì)量的貿(mào)易順差會有所擴(kuò)大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿(mào)易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計(jì)價(jià)各季度貿(mào)易順差金額。3 經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）

本文中各季度經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）的計(jì)算公式是：本期經(jīng)濟(jì)增長率=（季度調(diào)整后本期實(shí)際國民生產(chǎn)總值/季度調(diào)整后上期實(shí)際國民生產(chǎn)總值-1）×100。各季度短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）的計(jì)算公式是：本期短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率=A×本期短期國際資本流動(dòng)/上期短期國際資本流動(dòng)（當(dāng)本期和上一期短期國際資本流動(dòng)都大于零，或者本期短期國際資本流動(dòng)小于零且上一期短期國際資本流動(dòng)大于零時(shí)，則A=1；當(dāng)本期和上一期短期國際資本流動(dòng)都小于零，或者本期短期國際資本流動(dòng)大于零且上一期短期國際資本流動(dòng)小于零時(shí)，A=-1）。經(jīng)上述方法計(jì)算出的我國經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率走勢參見圖1。

5 實(shí)證檢驗(yàn)

表1給出所有相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可知，對于變量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF檢驗(yàn)不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說明三個(gè)變量的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的；同時(shí)，對于這三個(gè)變量的一階差分序列，ADF檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設(shè)。根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果，可認(rèn)為這三個(gè)變量都是單整變量。同時(shí)，對于變量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設(shè)，該結(jié)果說明這兩個(gè)序列是平穩(wěn)的。

5.1 短期國際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制

由單位根檢驗(yàn)可知，DGDP、DSCF和DM2三變量均為平穩(wěn)序列（見表1），可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)SC和AIC準(zhǔn)則確定滯后期為2，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2可以看出，短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）的Granger原因，但是廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）不是短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）的Granger原因；廣義貨幣供應(yīng)量變化量（DM2）與實(shí)際國民生產(chǎn)總值變化量（DGDP）互為Granger因果關(guān)系；短期國際資本流動(dòng)的變化量（DSCF）和實(shí)際國民生產(chǎn)總值變化量（DGDP）之間不存在顯著的Granger因果關(guān)系?？梢宰C明：短期國際資本流動(dòng)不會對國民生產(chǎn)總值產(chǎn)生直接效應(yīng)，但會通過影響廣義貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而對國民生產(chǎn)總值產(chǎn)生間接效應(yīng)。該實(shí)證結(jié)論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制。2 短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長率2.1 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在確定短期國際資本凈流動(dòng)波動(dòng)率（SCF_R）和經(jīng)濟(jì)增長率（GDP_R）這兩個(gè)序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上（參見表1），本文運(yùn)用2000年第二季度到2008年第四季度的數(shù)據(jù)，對兩個(gè)變量的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率是經(jīng)濟(jì)增長率的Granger原因，但是經(jīng)濟(jì)增長率不是短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的Granger原因。2.2 脈沖響應(yīng)和方差分解

為分析經(jīng)濟(jì)增長率對短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)突發(fā)性變化的反應(yīng)，本文利用VAR（2）模型給出經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的脈沖響應(yīng)圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。

經(jīng)濟(jì)增長率和短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的交叉響應(yīng)函數(shù)表明（見圖2），短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率的非預(yù)期變化將迅速對經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生正向影響，隨著時(shí)間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生變動(dòng)對短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率影響不顯著。

圖3結(jié)果顯示，造成經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)有20%左右是由短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率異動(dòng)引起；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)對短期國際資本流動(dòng)影響不大。

6 結(jié)論

本文構(gòu)建起短期國際資本流動(dòng)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的理論模型，并運(yùn)用相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，短期國際資本流動(dòng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的渠道是：在短期內(nèi)，短期國際資本流動(dòng)顯著引起廣義貨幣供應(yīng)量的變化，廣義貨幣供應(yīng)量的變化又會顯著導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)。同時(shí)結(jié)合短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率與經(jīng)濟(jì)增長率的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)短期國際資本流動(dòng)的變動(dòng)將引起經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生波動(dòng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了上述結(jié)論。通過方差分解，本文還發(fā)現(xiàn)造成經(jīng)濟(jì)增長率發(fā)生劇烈波動(dòng)中有約20%是由于短期國際資本流動(dòng)波動(dòng)率發(fā)生異動(dòng)所致。

參 考 文 獻(xiàn)：

［1］Edwards S. Capital controls， capital flow contractions， and macroeconomic vulnerability［R］. NBER Working Paper， 2007.

［2］Papaioannou E. What drives international financial flows? Politics， institutions and other determinants［J］. Journal of Development Economics， 2009， 88(2): 269-281.

［3］Filer L H. Large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［J］. Journal of Asian Economics， 2004， (15): 99-110.

［4］Athukorala P C， Rajapatirana S. Capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［R］. The World Economy， 2003， 26(4): 613-637.

［5］Celasun O， Denizer C， He D. Capital flows， macroeconomic management and the financial system: the turkish case， 1889-1897［R］. World Bank Working Paper， 1999.

［6］尹宇明，陶海波.熱錢規(guī)模及影響［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2005，(6):131-137.

［7］唐旭，梁猛.中國貿(mào)易順差中是否有熱錢， 有多少［J］.金融研究，2007，(9):1-19.

［8］王世華，何帆.中國的短期國際資本流動(dòng)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007，(7):12-19.

［9］張誼浩，裴平，方先明.中國的短期國際資本流入及其動(dòng)機(jī)——基于利率、匯率和價(jià)格三重套利模型的實(shí)證研究［J］.國際金融研究，2007，(9):41-52.

第7篇：國民生產(chǎn)總值范文

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)；中國國民經(jīng)濟(jì)；增長

前言：近年來雖然國家對房價(jià)進(jìn)行了適當(dāng)?shù)目刂疲S著城市規(guī)模的不斷擴(kuò)大和居民生活水平的快速提升，房地產(chǎn)業(yè)一直處于較活躍的狀態(tài)，而房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)以房地產(chǎn)業(yè)為核心，是與其相關(guān)的生產(chǎn)、開發(fā)投資、消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，是房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)關(guān)系與其自身生產(chǎn)力的結(jié)合體，由此可見房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)是我國的國民經(jīng)濟(jì)的組成部分，其自身波動(dòng)對國民經(jīng)濟(jì)的增長必然會產(chǎn)生影響。

一、房地產(chǎn)開發(fā)投資對中國國民經(jīng)濟(jì)增長的作用

房地產(chǎn)開發(fā)投資即房地產(chǎn)業(yè)所有開發(fā)法人單位所投資開發(fā)的房屋建筑物、配套基礎(chǔ)服務(wù)設(shè)施及相關(guān)的土地開發(fā)工程及土地購置等方面的資金支出，每一方面根據(jù)具體的房地產(chǎn)用途及功能又可以細(xì)分，目前統(tǒng)計(jì)調(diào)查法是房地產(chǎn)開發(fā)投資主要采取的辦法，由于全社會固定資產(chǎn)投資包括某時(shí)間段內(nèi)社會建造和購置的固定資產(chǎn)超出500萬元以上的費(fèi)用，所以房地產(chǎn)開發(fā)投資是其組成部分，據(jù)相關(guān)資料顯示1986年至1995年房地產(chǎn)開發(fā)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重由3.2%上升至15.7%，處于快速增長的態(tài)勢，1996年至2000年雖受到國家政策的影響，但在短暫下降后仍出現(xiàn)明顯的上升趨勢，恢復(fù)至15%，截止2014年其比重一直穩(wěn)定在17%左右，而其對全社會固定資產(chǎn)投資發(fā)展的貢獻(xiàn)率雖在1986年至1996年由7.7%下降至負(fù)值，但1996年以后貢獻(xiàn)率迅猛提升，至1999年達(dá)歷史最高峰值33.8%，近年來雖受金融危機(jī)影響，但仍有快速回轉(zhuǎn)的趨勢，所以其對全社會固定資產(chǎn)投資的增長具有重要的意義，通過間接計(jì)算，可以發(fā)現(xiàn)其對國民經(jīng)濟(jì)增長也有重要意義[1]。

二、房地產(chǎn)生產(chǎn)對中國國民經(jīng)濟(jì)增長的作用

房地產(chǎn)生產(chǎn)主要指房地產(chǎn)業(yè)及其相關(guān)行業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)，據(jù)我國行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)顯示，房地產(chǎn)業(yè)主要包括以房地產(chǎn)為對象的開發(fā)經(jīng)營、物業(yè)管理、中介、自有經(jīng)營及特殊房地產(chǎn)五方面主體的生產(chǎn)活動(dòng)，其每方面又可根據(jù)自身的性質(zhì)及規(guī)模進(jìn)行細(xì)分，屬于我國的第三大產(chǎn)業(yè)，而房地產(chǎn)生產(chǎn)增加值是我國國民生產(chǎn)總值的重要組成部分，是衡量我國居民居住水平的重要標(biāo)準(zhǔn)，由于居民自有住房和租賃住房之間的比率在同一國家不同時(shí)期及不同國家同一時(shí)期具有較大的差異，所以在針對房地產(chǎn)增長值計(jì)算時(shí)應(yīng)結(jié)合居民自有住房服務(wù)的總產(chǎn)出和其實(shí)際的增長值等數(shù)據(jù)，增長值可直接由參與房地產(chǎn)生產(chǎn)活動(dòng)的主體的具體勞動(dòng)者報(bào)酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊、營業(yè)盈余疊加計(jì)算獲取，而居民自有住房主要由其虛擬折舊決定，據(jù)相關(guān)資料顯示，目前我國城鎮(zhèn)住房折舊率在2%左右，農(nóng)村在3%左右，而經(jīng)計(jì)算可以看出近年來房地產(chǎn)生產(chǎn)增長值一直處于快速提升的狀態(tài)，而且占國民生產(chǎn)總值的比重也呈上升趨勢，如1978年80億，占同年國民生產(chǎn)總值的2.2%，2014年達(dá)33299億，占同年國民生產(chǎn)總值的6.0%，這與市場經(jīng)濟(jì)體制參與居民住房條件消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)體制有必然的關(guān)系，如果將1978年以后房地產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)增加值代入房地產(chǎn)業(yè)增長值對經(jīng)濟(jì)增長率的計(jì)算公式房地產(chǎn)業(yè)不變價(jià)增長值/不變價(jià)國民生產(chǎn)總值×100%，可以發(fā)現(xiàn)1979年為1.7%，2000年為2.4%，2014年為4.3%，其整體呈現(xiàn)出穩(wěn)定的上升趨勢，已經(jīng)成為推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)上升的重要?jiǎng)恿2]。

而房地產(chǎn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)主要指房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的建筑材料產(chǎn)業(yè)，如鋼筋水泥業(yè)等；居民住宅性消費(fèi)，如家電業(yè)；居民住宅服務(wù)，如物流業(yè)、金融業(yè)等，據(jù)資料顯示，2012年房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)投資拉動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)增長值近43840億元，對同年國民生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率近24%，由此可見房地產(chǎn)生產(chǎn)中不論是房地產(chǎn)業(yè)自身還是其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的增漲值都推動(dòng)了國民經(jīng)濟(jì)的增長。

三、房地產(chǎn)消費(fèi)對中國國民經(jīng)濟(jì)增長的作用

房地產(chǎn)消費(fèi)即居民正常的生產(chǎn)、生活用房消費(fèi)及與之相關(guān)的服務(wù)消費(fèi)的總和，由于居住環(huán)境是居民生活中不可或缺的組成部分，所以房地產(chǎn)消費(fèi)在居民消費(fèi)中占有較大份額，隨著住房制度的改革和國民經(jīng)濟(jì)生活水平的提升，我國城鄉(xiāng)新建住房面積不斷增加，例如城鎮(zhèn)新建住房面積1978年改革開放時(shí)，其總數(shù)量只有3800萬m2，到2000年其總數(shù)上升到近5.5億m2，截至2014年以達(dá)到36.3億m2，農(nóng)村新建住房面積在1978年改革開放時(shí)，其總數(shù)量只有1億m2，到2000年其總數(shù)上升到近6.5億m2，截至2014年以達(dá)到39.2億m2，1978年，我國人口有近10億，2000年我國人口近13億，2014年我國人口有13.2億，經(jīng)過計(jì)算可以發(fā)現(xiàn)，改革開放以后，我國人均住房面積得到較大幅度的提升，居民住房條件得到改善，這在一定程度上會推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長[3]。另外，從居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)中房地產(chǎn)消費(fèi)占總消費(fèi)支出的比重角度看，居民房地產(chǎn)消費(fèi)主要包括購房、租房、住房維修、水電煤氣及其他相關(guān)支出，據(jù)相關(guān)資料顯示，2008年至2014年，居民房地產(chǎn)消費(fèi)在居民總消費(fèi)中的比重穩(wěn)定于17%，占支出法國民經(jīng)濟(jì)的6%左右，2008年以后至今，居民房地產(chǎn)消費(fèi)支出對國民經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率分別為2009年4.1%，2010年2.6%，2011年2.8%，2012年3.2%，2013年3.3%，2014年2.9%，由此可見2008年以后我國居民房地產(chǎn)消費(fèi)支出對國民經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率相對比較穩(wěn)定，如果將房地產(chǎn)開發(fā)投資形成的固定資本與房地產(chǎn)消費(fèi)所創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)值疊加，那么其對國民經(jīng)濟(jì)中增長的貢獻(xiàn)率將更大[4]。

結(jié)論：通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)是我國國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其自身增長對國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)提升具有重要的意義，當(dāng)其發(fā)生較大波動(dòng)時(shí)會致使國民經(jīng)濟(jì)同樣發(fā)展較大振幅，所以國家應(yīng)針對性的對房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行控制，使其在平穩(wěn)發(fā)展的同時(shí)創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)利益，以此保證社會正常發(fā)展和國民經(jīng)濟(jì)生活水平的提升。（作者單位：中央財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1]原鵬飛.房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)影響的一般均衡分析[D].廈門：廈門大學(xué)，2009.

[2]王文斌.我國房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)形成機(jī)制及影響因素研究[D].天津：南開大學(xué)，2010.

第8篇：國民生產(chǎn)總值范文

2010年：人均GDP達(dá)到中部地區(qū)平均水平

根據(jù)有關(guān)資料，對中部各省2003、2004年人均GDP指標(biāo)進(jìn)行了比較，并推算出中部地區(qū)2003年人均GDP為7497.5元/人，2004年人均GDP平均為8738元/人。（見表1）

據(jù)計(jì)算，與2003年相比，2004安徽人均GDP年均增長率（按現(xiàn)行價(jià)計(jì)算）為20.34%，中部地區(qū)人均GDP平均增速（按現(xiàn)行價(jià)計(jì)算）16.55%,要高出3.79個(gè)百分點(diǎn)。另從表3可知，1992-2003年期間安徽人均GDP年均增長率（按可比價(jià)計(jì)算）為10.57%。因此，假定今后五年，即到2010年安徽人均GDP增長速度保持在11%，高于中部地區(qū)平均人均GDP增長率（按現(xiàn)行價(jià)計(jì)算）2個(gè)百分點(diǎn)計(jì)算，則五年后即2010年安徽人均GDP將達(dá)到14530元/人（1760美元左右）；而中部地區(qū)人均GDP若按9%的速度增長（按現(xiàn)行價(jià)計(jì)算），到2010年中部地區(qū)人均GDP將達(dá)到14650元/人（1770美元左右）。

因此，若安徽能繼續(xù)保證較好的增長勢頭，乘勢而上，始終保持比中部地區(qū)平均增長高2個(gè)百分點(diǎn)的速度，到2010年，安徽人均GDP將達(dá)14530元（1760美元左右）,可望基本達(dá)到中部地區(qū)平均水平。

2020年：人均GDP達(dá)到和超過全國平均水平

我們對1992-2004年安徽和全國平均的人均GDP指標(biāo)及指數(shù)進(jìn)行比較。

根據(jù)安徽全面建設(shè)小康社會的預(yù)期指標(biāo)中提出:到2020年，國內(nèi)生產(chǎn)總值比2000年翻兩番半。2003-2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長9.2%，2020年達(dá)到17500億元,人均3000美元以上。從安徽看，2004年，安徽人均GDP為7768元，相當(dāng)于939美元，要實(shí)現(xiàn)2002年人均3000美元的目標(biāo)，未來16年的人均GDP平均增長速度為7.53%。從全國來看，2004年人均GDP為10533元，相當(dāng)于1274美元，要實(shí)現(xiàn)2020年人均3000美元的目標(biāo)，未來16年的平均增速為5.50%。也就是說，未來16年中安徽人均GDP的增速必須高于全國2個(gè)百分點(diǎn)。

從表2來看，只有1992-2003年間按可比價(jià)計(jì)算的人均GDP增速，安徽比全國平均高1.86個(gè)百分點(diǎn)，比較接近2個(gè)百分點(diǎn)，特別是1996-2004年按現(xiàn)行價(jià)計(jì)算的人均GDP增速，安徽比全國平均高0.19個(gè)百分點(diǎn)。

因此，安徽要到2020年實(shí)現(xiàn)人均GDP達(dá)到全國平均水平的目標(biāo)，必須在較長的時(shí)期內(nèi)保持比全國平均增長速度高出2個(gè)百分點(diǎn),困難很大，任務(wù)也非常艱巨。

2050年：與全國同步達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家的水平

中等發(fā)達(dá)國家應(yīng)該指上中等收入國家。根據(jù)世界銀行1998-1999年度世界發(fā)展報(bào)告，1997年上中等收入國家的人均國民生產(chǎn)總值在3125美元至9655美元之間。若以1997年為基期，將上中等收入國家的人均國民生產(chǎn)總值的最低標(biāo)準(zhǔn)作為基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的下限指標(biāo)，將上中等收入國家的平均人均國民生產(chǎn)總值作為基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的上限指標(biāo)，再根據(jù)近20年來上中等收入國家的經(jīng)濟(jì)增長實(shí)績考慮上中等收入國家將來可能的人均國民生產(chǎn)總值年均增長率，則可以有以下兩套上、下限指標(biāo)方案：

第9篇：國民生產(chǎn)總值范文

第五部分資料分析2014年行政職業(yè)能力測驗(yàn)預(yù)測試卷七

第五部分資料分析

（共20題，參考時(shí)限20分鐘）

所給出的圖、表或一段文字均有5個(gè)問題要你回答。你應(yīng)根據(jù)資料提供的信息進(jìn)行分析、比較、計(jì)算和判斷處理。

請開始答題：

一、根據(jù)下列文字材料回答116～120題。

國泰摩托募集大量資金，主要用途：（1）投資4883．6萬元用于沖壓生產(chǎn)線技術(shù)改造，年創(chuàng)效益1475萬元。（2）投資4958．5萬元用于焊接生產(chǎn)線技術(shù)改造，年創(chuàng)效益1980萬元。（3）投資4957．9萬元用于發(fā)動(dòng)機(jī)箱體、箱蓋生產(chǎn)線技術(shù)改造，年創(chuàng)效益2039．29萬元。（4）投資4955．3萬元用于發(fā)動(dòng)機(jī)曲軸連桿生產(chǎn)線技術(shù)改造，年創(chuàng)效益2376．5萬元。（5）投資4850．5萬元用于塑料注塑成型加工生產(chǎn)線技術(shù)改造，年創(chuàng)效益1980萬元。

116．在（1）～（5）中哪一項(xiàng)投資最大？（）。

A．（1）B．（2）C．（3）D．（4）

117．在（1）～（5）中，哪一項(xiàng)創(chuàng)效益最少？（）。

A．（1）B．（2）C．（3）D．（5）

118．總共投資多少？（）。

A．24605．8萬B．19853．6萬

C．27632．4萬D．21672．4萬

119．年創(chuàng)效益共為多少？（）。

A．9850．79萬B．8972．56萬

C．9349．27萬D．9172．38萬

120．年創(chuàng)效益占投資額的比重為多少？（）。

A．40%B．37．2%C．43．1%D．51．2%

二、根據(jù)下面的統(tǒng)計(jì)表回答121～125題。

1995年我國主要經(jīng)濟(jì)區(qū)生產(chǎn)力布局

地區(qū)名稱面積（萬平方公里）人口數(shù)量（億）地區(qū)國民生產(chǎn)總值（GNP）占各區(qū)總和的比重（%）

長江三角洲地區(qū)331．6820

環(huán)渤海地區(qū)1122．4022

中部地區(qū)87．13．0814

珠江三角洲地區(qū)29．90．9813

西南地區(qū)1422．4311

東北地區(qū)1241．1315

西部地區(qū)3070．825

121．各地區(qū)中人口密度最大的是（）。

A．西南地區(qū)B．中部地區(qū)

C．長江三角洲地區(qū)D．珠江三角洲地區(qū)

122．各地區(qū)中，人均國民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值最高的是（）。

A．長江三角洲地區(qū)B．珠江三角洲地區(qū)

C．環(huán)渤海地區(qū)D．西部地區(qū)

123．長江三角洲地區(qū)國民生產(chǎn)總值是西部地區(qū)的（）。

A．4倍B．5倍C．6倍D．7倍

124．1995年，中、西部地區(qū)國民生產(chǎn)總值（GNP1）和長江三角洲地區(qū)的生產(chǎn)總值（GNP2）相比（）。

A．GNP1=GNP2B．GNP1＞GNP2

C．GNP1＜GNP2D．無法確定

125．（）兩個(gè)地區(qū)的國民生產(chǎn)總值的和正好與長江三角洲地區(qū)的生產(chǎn)總值相同。

A．中部和西部B．珠江三角洲和西南

C．環(huán)渤海和西部D．東北和西部

三、根據(jù)下圖回答第126～130題。

126．除了懷孕與哺乳期的婦女，個(gè)體在（）年齡段對鈣的需要量最大。

A．青少年B．成人

C．更年期D．懷孕與哺乳的婦女

127．成人對鈣的實(shí)際攝入量是應(yīng)該攝入量的（）。

A．20．28％B．45．13％C．61．59％D．43．75％

128．（）年齡段的人實(shí)際攝入鈣的量最低。

A．兒童B．成人C．更年期D．青少年

129．青少年與哺乳期婦女相比（）。

A．前者比后者的鈣營養(yǎng)狀況好B．后者比前者的鈣營養(yǎng)狀況好

C．兩者的鈣營養(yǎng)狀況均良好D．前者與后者的鈣營養(yǎng)狀況一樣好

130．比較各年齡段的鈣營養(yǎng)狀況（）。

A．兒童優(yōu)于成人B．青少年優(yōu)于哺乳期婦女

C．兒童優(yōu)于哺乳期婦女D．以上答案均不正確

四、根據(jù)下面的統(tǒng)計(jì)表回答131～135題。

某大專院校教師情況

類別

年度老年中年青年

男女男女男女

19961206024012010040

199721040320200200120

1998300150400270320280

131．該校教師最多的是哪一年?（）。

A．1996B．1997C．1998D．不清楚

132．哪一年青年男教師的增長幅度最大?（）。

A．1996B．1997C．1998D．不清楚

133．1996年到1998年，該校哪一個(gè)年齡段的男教師人數(shù)增加最多?其增長率為多少?（）。

A．老年200%B．中年167%

C．青年220%D．中年233%

134．該校1997年男女教師的比例為多少?（）。

A．2∶1B．2．1∶1C．1．5∶1D．不清楚

135．下面說法正確的是（）。

A．1997年男教師最多

B．1998年女教師最少