❶ 結合當前我國經濟形勢運用你所學的經濟學知識和理論分析論述如何促進經濟增長
經濟增長的三大馬車：消費、投資、出口。
促進經濟增長措施：
未來幾年的主題：
1、消費帶動升級已經在政界、企業界、學界形成共識。在這個基礎上也就是刺激內需，釋放需求動力成為未來經濟增長的新動力和產業轉型的方向。
現在發展消費金融、互聯網金融是在這個基礎上發展起來的。
2、投資就是基礎設施建設投資，這個可以看一下國民經濟和社會發展統計公報中的數據，方向有兩個就是引導金融扶持實體經濟、鼓勵創新，就是近年說的比較多的創新驅動發展戰略和「萬眾創新、大眾創業」。
3、出口這一塊主要體現在匯率政策、加入SDR等等。主要手段創新提升中國製造的科技附加價值，掌握世界創新領導者能力。改變原來的以「能源和要素驅動」的原材料、半成品輸出為科技輸出。高端裝備製造業近年迅速發展就是這個原因，當然也可以看「優進優出」這個政策。
促進經濟增長是一系列的活動，未來的主題就是轉型、內需。
簡單說這些吧，系統的工程。
❷ 反映工業經濟新動力的監測指標體系有哪些
「新經濟」，是今年政府工作報告中提到的關鍵詞之一，新產業、新業態、新商業模式都蘊含其中。「新經濟」催化著經濟「新動能」，在「新經濟」快速發展的同時，也加快了「新動能」的積聚。
就第一季度經濟數據來看，與「新經濟」密切相關的戰略性新興產業增長10%，高技術產業和裝備製造業增加值同比分別增長9.2%和7.5%，其中，醫葯製造業增速為9.2%，航空航天器及設備增長26.3%，電子及通信設備增長11.4%。互聯網與傳統製造業以及服務業在快速融合，新業態、新商業模式層出不窮，全國網上零售額增長27.8%。
新產業、新業態、新商業模式，其成長速度超出了所有人的預料。就新產品來說，今年一季度，智能手機和智能電視產量同比分別增長15.6%和33.7%，工業機器人增長19.9%，汽車新產品增速更是驚人，新能源汽車增長80.7%，SUV增長56.5%。
「新經濟」的欣欣向榮，不僅帶來了戰略性新興產業、高技術產業、通信產業等日新月異的變化，也帶動了投資、消費和房地產的增長。一季度，固定資產投資實際增長13.8%，消費實際增長9.7%。商品房銷售面積同比增長33.1%，其中辦公樓銷售面積增長34.4%；商品房銷售額增長54.1%，其中辦公樓銷售額增長69.4%，商業營業用房銷售額增長8.2%。
在「互聯網+」等「新經濟」引擎的助推下，中國經濟格局正在發生前所未有的新變化。一季度，第三產業佔GDP的比重已經達到56.9%，比去年同期又提升了2個百分點。中國經濟主要不再看工業「臉色」，而是看服務業「臉色」了。
在國家統計局局長寧吉喆看來，近幾年，政府加快簡政放權、放管結合、優化服務，以及改革行政審批制度和商事制度的力度都很大，市場活動主體因此而增多，給經濟帶來新的動能。與此同時，新業態、新商業模式不斷涌現。比如網路帶來各種各樣的「互聯網+」就產生了很多新的業態。除網上購物外，現在還將工農業生產結合起來，在網上組織研發、在網上訂貨營銷等等。而服務業之所以增長很快，就是因為一些新的門類和業態起到了支撐作用，一季度信息服務業、技術咨詢服務業等的增長速度達到20%多。
可見，在「新經濟」的帶動下，新產業所煥發出來的活力與能量超乎想像。「新經濟」之所以能夠在中國生長壯大，與中國政府不斷創新發展的執政思路與政策環境密切相關。新技術、新產業、新業態、新模式、新動能、新企業，這些「新經濟」，在未來還將進一步成長壯大，結構調整的趨勢還會持續。
戰略性新興產業風頭正勁
一季度，戰略性新興產業增長10%，成為新的經濟增長點，在當前經濟下行壓力較大的背景下，發展戰略性新興產業是穩增長、穩投資、穩就業的重要途徑。
有機構預測，2016年戰略性新興產業增速仍將顯著快於傳統產業。而從「工業製造」向「工業智造」邁進的過程中，機器人、智能裝備等需求產業將加速釋放，「機器換人」將成為企業轉型發展的常態手段。數據顯示，3月份工業機器人產量增速比前兩月進一步提高，達到20.1%。
隨著中國製造2025戰略的不斷深入，不少企業通過「互聯網+」將「製造」變為「智造」，讓產業和企業智慧化，工業智能機器人產業市場呈現較快的增長勢頭。在山西，傳統製造企業的轉型發展正加速推進。山西迪邁沃科光電工業有限公司是該省首家也是當前唯一一家專注於機器視覺智能化技術高端應用的裝備製造企業，其利用機器視覺技術，給工業機器人裝上「大腦」「慧眼」和「巧手」。在企業生產車間環境紛雜、干擾因素眾多、產品類型多樣的情況下，機器人能快速、准確地挑撿出殘次品，且檢測率高達99%以上，可謂「火眼金睛」。
另外，進入2016年以來，國內新能源汽車的發展更是迎來了可喜的局面，一季度新能源汽車的產量繼續保持80%以上的增速。而恰逢「十三五」開局之年國家和地方紛紛出台的一系列補貼政策，對新能源汽車產業帶來了極大的影響。
事實上，從去年開始，很多省市就已紛紛出台了新能源汽車補貼政策。其中，北京、天津、西安、長春、山西、哈爾濱等城市，均按國家標准1∶1比例補貼。此外，深圳純電動乘用車最高補貼8萬元，江蘇純電動乘用車最高補貼2萬元；此外，河北省建設了1000座充電站和10萬個充電樁，其中高速公路服務區、機場、車站、大型公共服務場所等實現了全覆蓋。這一系列補貼政策的先後推出，大大刺激了新能源汽車產業的發展。
❸ 試用經濟學分析中國經濟增長的原因
一、經濟理論闡述及問題的提出：
發展經濟學理論認為,一國的經濟增長是指一個國家的產品和勞務數量的增加,或按人口平均的實際產出的增加,通常以國內生產總值（GDP）或它的人均數值來衡量。隨著中國經濟的迅速發展和實力的不斷增強,國內外經濟學家越來越關心反映中國經濟發展的國民經濟核算,特別是國內生產總值核算.
國民經濟是一個極其復雜的運行系統,各經濟變數之間存在著錯綜復雜的聯系.國民經濟核算是對國民經濟運行過程和結果的核算,是從定量角度描述經濟活動和經濟循環的有力工具,是整個經濟統計的核心。目前,世界通常採用的國民經濟核算體系是聯合國在1993年新修訂的國民經濟賬戶體系（SNA）。
長期以來，投資需求、消費需求、出口需求不同程度地刺激了國民經濟的增長，通常被稱為拉動經濟增長的「三駕馬車」，所以研究三者與國民經濟增長之間的關系具有十分重要的經濟意義。
支出法國內生產總值是指,一個國家或地區所有常住單位在一定時期內用於最終消費、資本形成總額,以及貨物和服務的凈出口總額,它反映本期生產的國內生產總值的使用及構成。最終消費分為居民消費和政府消費.其中,居民消費是指常住住戶墩貨物和服務的全部最終消費支出.政府消費是指,政府部門為全社會提供公共服務的消費支出或免費或以較低價格向住戶提供的貨物和服務的凈支出.資本形成總額是指常住單位在一定時期內獲得的減去處置的固定資產家存貨的變動,包括固定資本形成總額或存貨增加.固定資本形成總額是指常住單位購置、轉入和資產自用的固定資產,扣除固定資產的銷售和轉出後的價值,包括有形固定資產形成總額和無形固定資產形成總額.貨物和服務凈出口是指貨物和服務出口間貨物和服務進口的差額。
眾所周知,GDP核算存在不可避免的缺陷,但是不可否認的是,這是現存最合理的一種核算方式。改革開放20多年來,中國的經濟增長引起了世界的關注,在人們津津樂道」東方睡獅」崛起的同時,似乎我們更應該著重分析這種現象背後的原因。由於我們分析視角的局限性,不可能面面俱到。在此,我們運用計量經濟學的方法,採用1994年和2002年的中國各地區的截面數據,試圖從支出法國內生產總值核算出發對我國經濟增長的影響因素進行一些實證分析。
二．樣本數據選取及模型設定：
回歸模型設立如下：
Yi =β0 +β1 X1i +β2 X2i +β3 X3i +ui
Yi----------GDP總額X1i----- 最終消費X2i------資本形成總額X3i-------貨物和服務凈出口Ui------隨機擾動項
β1、、β2、、β3-------待估參數 (I=1, 2)
變數採用截面數據，樣本期為:1994年和2002年。具體數據(現價計算)如下：
表1 2002年數據（單位：億元）
地區GDP最終消費資本形成總額貨物和服務凈出口
北京3212.711699.812010.02-497.12
天津2051.16990.211055.175.78
河北6122.532819.622660.93641.98
山西2042.141184.01919.23-61.11
內蒙古1763.371092.48847.89-177
遼寧5458.223031.471835.54591.21
吉林2317.681444.68898.45-25.45
黑龍江3828.932287.751322.37218.81
上海5408.762455.672409.39543.7
江蘇10532.814801.914808.67922.23
浙江77903741.663467.46586.88
安徽3569.092262.951310.3-4.76
福建4620.472434.052119.5866.84
江西2460.491459.65999.281.56
山東10552.065021.154940.67590.24
河南6168.733441.712546.46180.56
湖北4860.922669.71994.77196.45
湖南4340.942762.951572.895.1
廣東11769.726701.154156.67911.9
廣西2455.361698.54877.93-121.11
海南603.88331.22275.99-3.33
重慶2020.381228.89990.05-198.56
四川4875.122894.11976.684.34
貴州1185.06890.31649.33-354.59
雲南2232.321526.25887.49-181.42
西藏174.7299.9572.192.58
陝西2035.961109.111107.7-180.85
甘肅1165.94679.32538.62-52
青海337.76221.55245.84-129.58
寧夏329.28249.26245.22-165.2
新疆1598.28948.92864.27-214.91
表2 1994年數據(單位:億元)
地區GDP最終消費資本形成總額貨物和服務凈出口
北京1318.6396.29902.6319.68
天津725.14323.76430.9-29.52
河北2147.491019.29884.46243.74
山西857.63494.91385.71-22.99
內蒙古681.92406.88331.11-56.07
遼寧2461.781239.611024.66197.57
吉林944.44577.59389.93-23.08
黑龍江1617.831019.21566.2132.41
上海1971.92873.891151.61-53.58
江蘇4000.91721.452018.95260.5
浙江2666.861173.681185.74307.44
安徽1488.47882.64598.876.96
福建1685.34936.2756.34-7.2
江西944.75597.09368.62-20.94
山東3810.031889.341784.62136.07
河南2224.431198.86883.44142.13
湖北1895.711058.13746.9190.67
湖南1694.421113.62581.52-0.72
廣東4329.652182.431981.0776.15
廣西1241.83817.21477.82-53.2
海南330.95156.47224.17-49.69
四川2776.541699.411064.0713.06
貴州517.96388.91154.55-25.5
雲南973.97570.45433.59-30.07
西藏46.7632.7423.07-9.05
陝西816.58570.34398.55-152.31
甘肅451.66319.11177.63-45.08
青海138.2592.1760.1-14.02
寧夏134.2395.1769.12-30.06
新疆673.68375.2487.55-189.07
註：表1，表2數據分別來自2003年和1996年《中國統計年鑒》
三．模型檢驗
首先採用2002年數據，進行如下分析：
假設模型中隨機誤差項Ui滿足古典假設，運用OLS方法估計模型的參數，利用計量經濟計算機軟體Eviews計算可得如下結果：
表3
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/20/04 Time: 13:55
Sample: 1 31
Included observations: 31
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C-0.0568770.438992-0.1295620.8979
X11.0003560.0003802635.3430.0000
X20.9995130.0004442251.7050.0000
X30.9994000.0009691031.1970.0000
R-squared1.000000 Mean dependent var3802.735
Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var3061.555
S.E. of regression1.083501 Akaike info criterion3.118187
Sum squared resid31.69732 Schwarz criterion3.303217
Log likelihood-44.33189 F-statistic79840870
Durbin-Watson stat2.485296 Prob(F-statistic)0.000000
回歸方程為：
Y=-0.05687658464+1.000355738*X1+0.9995131767*X2+0.9994001555*X3（0.438992） （0.000380） （0.000444） （0.000969）
t=（-0.129562） （2635.343） （2251.705） （1031.197）
R2=1.000000 F=79840870
經濟意義檢驗
由回歸估計結果可以看出,最終消費、資本形成總額、凈出口與GDP的增長線性正相關,這與現實中GDP隨最終消費、資本形成總額、凈出口的增加而增長是相符的。
統計推斷檢驗
從估計的結果可以看出，可決系數R2=1.000000, F統計量=79840870，表明模型在整體上擬合地比較理想。系數顯著性檢驗：給定α=0.05，明顯地，X1、X2、X3的t的P值小於給定的顯著性水平，拒絕原假設，接受備擇假設，表明最終消費、資本形成總額、凈出口對國內生產總值有顯著性影響。
計量經濟學檢驗
多重共線性檢驗:
由表3可看出,模型整體上線性回歸擬合較好,R^2很大,F值,t值均大於給定顯著性水平下臨界值,則說明該模型不存在多重共線性.
2．異方差檢驗:（採用WHITE檢驗）
表4
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic0.807696 Probability0.614457
Obs*R-squared7.971458 Probability0.537025
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/20/04 Time: 14:36
Sample: 1 31
Included observations: 31
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C-2.7739263.787260-0.7324360.4720
X10.0024190.0067080.3605830.7220
X1^2-8.68E-067.14E-06-1.2164560.2373
X1*X21.95E-051.78E-051.0947620.2860
X1*X39.92E-061.45E-050.6825900.5023
X20.0022760.0089520.2542090.8018
X2^2-1.19E-051.03E-05-1.1597830.2592
X2*X3-3.51E-061.07E-05-0.3283810.7459
X3-0.0108740.017150-0.6340560.5329
X3^2-7.93E-062.43E-05-0.3261240.7476
R-squared0.257144 Mean dependent var1.022494
Adjusted R-squared-0.061223 S.D. dependent var4.906502
S.E. of regression5.054467 Akaike info criterion6.334118
Sum squared resid536.5004 Schwarz criterion6.796695
Log likelihood-88.17884 F-statistic0.807696
Durbin-Watson stat2.007909 Prob(F-statistic)0.614457
F=0.807696 Obs*R-squared= 7.971458 查分布表得χ20.05（3）=7.81473 Obs*R-squared= 7.971458,則接受H1，表明隨機誤差Ut存在異方差。
用WLS估計法對異方差進行修正，取權數w=1/e2 由EVIEWS操作得：表5
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/20/04 Time: 14:50
Sample: 1 31
Included observations: 31
Weighting series: W
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C-0.0038720.004204-0.9210020.3652
X11.0000142.07E-0548206.210.0000
X20.9999822.85E-0535032.300.0000
X30.9999733.65E-0527405.220.0000
Weighted Statistics
R-squared1.000000 Mean dependent var2787.020
Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var9970.881
S.E. of regression0.007202 Akaike info criterion-6.908945
Sum squared resid0.001401 Schwarz criterion-6.723914
Log likelihood111.0886 F-statistic4.11E+12
Durbin-Watson stat2.141010 Prob(F-statistic)0.000000
Unweighted Statistics
R-squared1.000000 Mean dependent var3802.735
Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var3061.555
S.E. of regression1.154538 Sum squared resid35.98987
Durbin-Watson stat2.213957
所以，修正後的模型為：
Y =-0.003872281179+1.000013993*X1+0.9999815832*X2+0.9999728352*X3
（0.004204） （2.07E-05） （2.85E-05） （3.65E-05）
t=（-0.921002） （48206.21） （35032.30） （27405.22）
R2=1.000000 F=4.11E+12
3．自相關檢驗：
根據表5估計的結果，DW=2.213957，在給定顯著性水平為0.05，n=31, k』=3時，查Durbin-Waston表得下限臨界值dL=1.229，上限臨界值=1.650,可見DW統計量=1.6502.2139574-=2.350,由此可判斷模型不存在自相關。