國民經濟如何增長的

㈠ 如何促進國民經濟又好又快的發展

1、必須始終者粗堅持科學發展觀，實現以人為本科學協調可持續的發展。
2、必須堅定不移的始終調整經濟結構，以結構調整和優化為主線，實現經濟又好又快的發展，不團推進產業結構的升級，不斷優化資源配置。
3、必須不斷地完善社會主義市場經濟體制。
4、必須毫不動搖地發展社會主義公有制經濟扒嫌枝，不斷增強國有經濟的控制力和競爭力。必須毫不動搖地發展非公有制經濟，不斷增強非公有制企業的競爭力和生存力。
5、統籌國內和國際兩種資源，促進內需、出口、消費三駕馬車拉動國民經濟，促進三方協調發展。
6、大力扶持新興產業促進傳統春敏產業的改造升級，大力發展科技密集型產業、大力發展扶植環保和節能減排綠色產業、大力發展利於促進就業的服務業、大力發展勞動密集型產業，大力改造傳統產業。
7、積極發展對外貿易，繼續大力推進「走出去」戰略，不斷增強中國企業的海外投資，促進中國企業國際化融資能力，保護中國的海外利益。
8、注意保護國內的戰略性新興產業和高技術產業，維護好國家的經濟安全。
9、注意國家的金融安全，加強金融監管、注意各項貨幣金融政策的安全性，防範化解金融風險，嚴厲打擊投機性金融活動，防止國際游資和熱錢的沖擊。
10、不斷促進就業、提高人民的生活水平特別是收入水平，減小城鄉收入差距，大力減小部門收入差異，注重國民收入初次分配的公平性。

㈡ 如何實現GDP增長

想要虛的話就吹泡沫，像房地產，多建建基礎建設，建了修，修了拆，拆完再建，GDP馬上就上去了，現在的情況就是這樣。要想實實在在地提高GDP，就得擴大內需，老百姓有錢消費了，GDP自然就上去了，也順民意，社會才會進步，國家才會發達。

㈢ 印度的國民經濟的增長主要是依靠什麼

提起印度，可能許多人都會想到歌舞，咖喱和神油。印度作為一個南亞地區的大國，其經濟體兩還是不小的。之所以印度的國民經濟能夠快速增長，原因其實非常簡單，首先就是新德里地區的電子科技非常發達，而且這些企業都是印度的龍頭奇特。其次就是印度的旅遊業還是非常發達的，所以帶動著印度的服務行業也開始快速發展。最後就是印度的制葯業和石油加工行業這幾年的發展勢頭也是不小的。這三者基本上是印度經濟發展最主要的依靠和依賴了。

最後就是印度的制葯行業和石油加工行業，近幾年發展勢頭也是非常厲害的。從《我不是葯神》這部片子中我們可以看出印度的制葯業的力量。而且實際上印度的制葯業也的確非常發達，許多生產葯品的大廠都選擇印度作為代工廠。其次還有印度的石油加工業，印度的石油加工業也非常發達，畢竟印度緊挨著印度洋，有大量對海底石油進行開採的技術和需求。

㈣ 什麼是經濟增長，影響經濟增長的因素有哪些

濟增長通常是指在一個較長的時間跨度上，一個國家人均產出（或人均收入）水平的持續增加。經濟增長率的高低體現了一個國家或地區在一定時期內經濟總量的增長速度，也是衡量一個國家或地區總體經濟實力增長速度的標志。決定經濟增長的直接因素：投資量、勞動量、生產率水平。用現價計算的GDP，可以反映一個國家或地區的經濟發展規模，用不變價計算的GDP可以用來計算經濟增長的速度。
影響經濟增長的因素：資本、勞動力素質、科學技術水平、經濟基礎

㈤ 促進國民經濟發展的途徑

一、轉變經濟發展方式是實現國民經濟又好又快發展的根本途徑
（一）促進經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變。目前，我國需求結構中投資率偏高、消費率較低。2006年居民消費率降到36%，成為歷史上的最低點。投資與消費比例失衡，使得居民生活不能隨著經濟快速增長而同步提高，導致國內市場規模受限，生產能力相對過剩。消費率的持續下降，還對擴大內需造成嚴重製約，使得經濟增長對出口的依賴程度不斷提高。而外貿順差過大和國際收支盈餘過多，還會造成國內資金流動性過剩，反過來又助長了投資的高增長。因此，無論是著眼於改善民生，還是著眼於產業結構調整和國際收支平衡，都要堅持擴大國內需求，鼓勵合理消費，把經濟發展建立在開拓國內市場的基礎上，形成消費、投資、出口協調拉動經濟增長的局面，促進國民經濟良性循環和人民生活水平不斷提高。

增強消費對經濟增長的拉動作用，要完善收入分配政策，持續增加城鄉居民收入。這就要求我們堅持和完善按勞分配為主體、多種分配方式並存的分配製度，逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重，著力提高低收入者收入，擴大中等收入者比重。要調整和健全消費政策，通過加快社會保障體系建設，穩定居民消費預期；通過改善消費環境，增強居民消費信心，促進居民擴大即期消費。要拓寬服務性消費領域，不斷開拓城鄉消費市場，繼續拓展住房、汽車、通信、旅遊、文化和健身等熱點消費。同時，要適度控制投資規模，優化投資結構，提高投資效益，合理降低投資率。要轉變外貿增長方式，調整進出口結構，促進對外貿易和國際收支基本平衡，使消費、投資、出口「三駕馬車」協調發揮拉動增長的作用。

扎實推進社會主義新農村建設，促進城鎮化健康發展，既是擴大國內需求的迫切要求，也是轉變經濟發展方式的重要途徑。目前，農民仍然是我國人口的主體，農村是國內市場的潛力所在。保持經濟長期平穩較快發展，必須更加重視解決「三農」問題，多渠道增加農民收入，大力開拓農村市場特別是農村消費市場。要統籌城鄉發展，建立以工促農、以城帶鄉長效機制，形成城鄉經濟社會發展一體化新格局。同時，要走中國特色城鎮化道路，促進大中小城市和小城鎮協調發展，有序轉移農村富餘勞動力，這是提高農民收入和擴大內需的重要舉措。

（二）促進經濟增長由主要依靠第二產業帶動向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變。近些年來，我國第一、二、三產業都有了很大發展，但仍存在農業基礎薄弱、工業素質不高、服務業發展滯後等問題。2002年―2006年，全國第二產業增加值占國內生產總值的比重由44.8%上升到48.7%。目前，第三產業增加值占國內生產總值的比重只有39.5%，服務業從業人員佔全部就業人口的比重只有32.2%，不僅大大低於發達國家，也明顯低於發展中國家平均水平。對此，必須採取有效措施加以解決。

推進產業結構優化升級，要堅持走中國特色新型工業化道路，促進信息化與工業化融合，鞏固第一產業，做大第三產業，提升第二產業，發展現代產業體系。首先，要加快發展現代農業。鞏固、完善、加強支農惠農政策，逐步做到用現代物質條件裝備農業，用現代科學技術改造農業，用現代經營形式推進農業，用培養新型農民發展農業，提高農業水利化、機械化和信息化水平，提高土地產出率、資源利用率和農業勞動生產率，提高農業效益和競爭力，走中國特色農業現代化道路。其次，要不失時機地發展現代服務業。堅持市場化、產業化、社會化方向，在繼續發展商貿服務、社區服務、旅遊文化、住宅產業等生活性服務業的同時，加快發展綜合運輸、現代物流、金融保險、信息服務、科技服務、商務服務等生產性服務業，提高服務業比重和水平，盡快把服務業發展成為國民經濟的主導產業。再次，要大力發展先進製造業。依託重大項目，集中組織攻關，加快振興裝備製造業；培育產業集群，積極發展信息、生物、新材料、現代能源、航空航天、海洋工程、環保產業等高新技術產業；抓住結構調整的契機，加快淘汰鋼鐵、有色、化工、建材、煤炭、電力等行業的落後生產能力，用高新技術改造提升傳統產業，促進工業由大變強。

區域結構是產業結構的空間分布。在加大產業結構調整力度的同時，必須優化國土開發格局。要繼續實施區域發展總體戰略，深入推進西部大開發，全面振興東北地區等老工業基地，大力促進中部地區崛起，積極支持東部地區率先發展，加大對革命老區、民族地區、邊疆地區、貧困地區發展扶持力度。加強國土規劃，按照形成優化開發、重點開發、限制開發、禁止開發等主體功能區的要求，完善區域政策，調整經濟布局。以發揮各地區比較優勢為方向，促進產業分工協作，形成以企業為主體、市場為紐帶的互利互惠、共同發展格局。以增強綜合承載能力為重點，形成輻射作用大的城市群，培育新的經濟增長極。以實現基本公共服務均等化為目標，高度重視並逐步緩解區域發展差距問題，促進各地區人民共享發展成果。

（三）促進經濟增長由主要依靠增加物質資源消耗向主要依靠科技進步、勞動者素質提高、管理創新轉變。加快轉變經濟發展方式，關鍵是全面提高自主創新能力，促進科技成果向現實生產力轉化。經過多年努力，我國科技創新取得明顯成效，但從總體上看，自主創新不足，轉化水平不高，勞動生產率和經濟效益與國際先進水平相比還有較大差距。不論是從國際科技競爭加劇的趨勢看，還是從國內低成本競爭優勢減弱的現實看，都到了必須更多地依靠科技進步、勞動者素質提高和管理創新帶動經濟發展的歷史階段。

影響我國科技創新的因素較多，但最主要的是科技與經濟結合不夠緊密。解決這個問題，必須採取綜合性措施。要按照建設創新型國家的要求，認真落實國家中長期科學和技術發展規劃綱要，加大對自主創新的資金投入和政策支持，抓緊組織實施重大科技專項，著力突破制約經濟社會發展的關鍵技術。要推動國家創新體系建設，支持基礎研究、前沿技術研究和社會公益性技術研究。要加快建立以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系，使企業真正成為研發投入和自主創新的主體。要繼續實施全民科學素質行動計劃，大力提高勞動者科技文化素質，充分發揮我國人力資源優勢在經濟發展中的作用。

實現這一轉變，必須把節能減排作為重要抓手。要按照建設資源節約型、環境友好型社會的要求，抓緊完善有利於節約能源資源和保護生態環境的法律和政策，加快形成可持續發展體制機制，實行最嚴格的土地管理制度，健全節能、節水、節材機制。要大力開發和推廣節約、替代、循環利用和治理污染的先進適用技術，發展清潔能源和可再生能源，保護土地和水資源，加快建設科學合理的能源資源利用體系，提高能源資源利用效率。要加大污染治理力度，實施好節能減排和環境保護重點工程，重點加強水、大氣、土壤等污染防治，積極控制溫室氣體排放，讓人民群眾喝上干凈的水、呼吸上清潔的空氣、吃上放心的食品，在良好的環境中生產生活。

二、完善社會主義市場經濟體制是實現國民經濟又好又快發展的重要保障
一是深化財稅、金融等體制改革，完善宏觀調控體系。上世紀90年代以來，我國財稅改革不斷推進，有力地支持了經濟社會發展。實行分稅制改革後，中央政府的收入比重有了提高，但原有的支出結構尚未調整到位，還不能滿足實現基本公共服務均等化的需要。實踐表明，現行以增值稅為主體的財稅體制，很難避免一些地方不顧資源和環境條件、盲目發展財政增收效應大的加工業尤其是重化工業。不深化財稅體制改革，不進一步界定好中央和地方的事權和財權，不按主體功能區的要求採取有區別的經濟政策，不消除行政力量干預經濟發展的利益動因，國民經濟就難以實現又好又快發展。貫徹《報告》精神，要按照履行職責與提供資源相對稱的原則，深化預算制度改革，加快形成統一規范透明的財政轉移支付制度；圍繞推進主體功能區建設，制定和實施差別化的財稅政策和績效評價體系，提高經濟政策的針對性和有效性；按照簡稅制、寬稅基、低稅率、嚴征管的原則，深化稅制改革，引導經濟活動主體走科學發展的道路。

金融是現代經濟的核心。我國金融改革的逐步深化，促進了現代化建設。但在國內外金融市場聯系和相互影響日益密切的新形勢下，金融體制和結構不適應經濟社會發展的問題日益顯現，保障金融安全的任務相當繁重。要按照《報告》的要求，加快金融體制改革步伐，著力建設多種所有制和多種經營形式、結構合理、功能完善、高效安全的現代金融體系。要擴大資本市場規模，優化資本市場結構，多渠道提高直接融資比重。要深化銀行業、證券業、保險業改革，提高金融運行效率和金融企業經營效益，提升金融業競爭力和服務水平。要提高金融監管水平，及時化解金融風險，切實維護金融安全。

在我國社會主義市場經濟運行中，國家計劃對維護宏觀經濟穩定具有不可替代的綜合協調作用。要抓緊改革和完善規劃體制，健全編製程序，完善國家中長期規劃和年度計劃的管理和實施機制，形成以經濟社會發展規劃為統領，各類規劃定位清晰、功能互補、有效銜接的規劃體系。發揮國家發展規劃、計劃、產業政策在宏觀調控中的導向作用，綜合運用財政、貨幣政策，提高宏觀調控水平。

二是加快形成統一開放競爭有序的現代市場體系。門類齊全、功能完善、統一開放、競爭有序的現代市場體系，是社會主義市場經濟體制的重要組成部分。我國市場體系建設已取得明顯成效，但與建設現代市場體系的要求相比還有差距。《報告》要求，要發展各類生產要素市場。主要有：加強資本市場的基礎性制度建設，解決資本市場不適應經濟發展的矛盾。改革和完善政府管理土地市場的方式，經營性土地使用權一律通過招標拍賣掛牌出讓，提高土地使用效率。積極發展人力資源市場，建立健全市場化的用工機制和服務體系，引導勞動力合理流動。健全和完善技術市場，保護知識產權，促進技術成果轉化。

資源和要素價格形成機制不完善，不能反映資源利用和要素使用的真實成本，既不利於資源節約和保護，也不利於生產要素合理配置。轉變經濟發展方式，必須深化價格改革，理順資源價格體系，完善反映市場供求關系、資源稀缺程度、環境損害成本的生產要素和資源價格形成機制。當前的重點是理順水、電、油、氣、土地等價格，深化資金、外匯等要素價格改革，穩妥地推進利率市場化，繼續完善人民幣匯率形成機制。

社會信用體系是現代市場體系的基礎，建立健全社會信用體系是規范我國市場經濟秩序的治本之策。要結合整頓和規范市場秩序，以完善信貸、納稅、合同履行、產品質量信用記錄為重點，通過道德建設、產權改革和法律約束，加快建設社會信用服務體系，健全並嚴格執行失信懲戒制度。市場中介組織發展和規范水平是市場體系發育成熟程度和現代化水平的標志。要積極發展獨立公正、規范運作、市場認可的行業協會和專業化中介服務機構，在行業內發揮應有作用。

三是進一步完善基本經濟制度。《報告》在堅持「兩個毫不動搖」的基礎上，進一步提出要堅持平等保護物權，形成各種所有制經濟平等競爭、相互促進新格局，這是對我國基本經濟制度認識的進一步深化。平等保護物權，從根本上確認和保障了公平競爭這一社會主義市場經濟基本原則。堅持基本經濟制度和各種所有制經濟平等競爭、相互促進，是有機統一的。只有公有制經濟始終居於主體地位，才能從根本上維護我國的社會主義性質；只有各種所有制的市場主體平等競爭、相互促進，才能始終保持並不斷增強我國基本經濟制度的優勢和活力。

完善基本經濟制度，要深化國有企業和國有資產管理體制改革。以增強國有經濟活力、控制力、影響力為著眼點，深化國有企業公司制股份制改革，加快建設國有資本經營預算制度，進一步推動國有經濟布局和結構戰略性調整。對已經引入競爭機制的電力、電信、民航等行業，進一步分離壟斷性業務與競爭性業務。對其他有關行業和城市公用事業等，加快推進政企分開、政資分開、政事分開。對競爭性業務要放寬准入，對壟斷性業務要實行國有法人為主的多元化持股。

完善基本經濟制度，要鼓勵、支持、引導非公有制經濟發展。關鍵是切實落實國家對非公有制經濟發展的方針政策，進一步消除非公有制經濟發展的體制障礙，重點解決非公有制經濟發展面臨的行業准入難、融資難等突出問題，改進對非公有制企業的服務，依法保護企業合法權益。同時，加強引導和管理，促進企業依法經營。

四是堅持實施互利共贏的開放戰略。近些年來，我們抓住經濟全球化發展的機遇，形成了全方位、多層次、寬領域的對外開放格局。目前，隨著我國對外貿易和吸收外資不斷增加，對外開放進入了商品和要素全面雙向流動的新階段，國內外經濟聯系日益緊密，相互影響不斷加深，經濟利益互相交織，我國對外經濟關系正在發生重大變化。必須統籌國內國際兩個大局，樹立國際眼光，加強戰略思維，把握發展機遇，應對風險挑戰，營造良好環境，更好利用國際國內兩個市場、兩種資源，完善開放型經濟體系，促進經濟發展方式轉變和國民經濟又好又快發展。

《報告》強調，堅持對外開放的基本國策，把「引進來」和「走出去」更好結合起來。要加快轉變外貿增長方式，立足以質取勝，調整進出口結構，促進加工貿易轉型升級，大力發展服務貿易。優化出口結構，重視發揮進口對國民經濟的積極作用，合理進口國內短缺的技術、設備、資源等產品。

要進一步提高吸收外資的質量和水平，更好地吸收國外先進技術、管理經驗、高素質人才和資金。鼓勵有條件的企業「走出去」，積極開展國際化經營，完善支持企業對外投資合作的財稅、信貸、外匯、保險等政策。對外投資企業要遵守當地法律，參與公益事業，維護企業聲譽和國家形象。

要加強雙邊和多邊經貿合作，積極開展國際能源資源互利合作，推進區域和次區域經濟合作；完善公平貿易政策，推進貿易和投資自由化便利化，實施自由貿易區戰略，努力形成與世界各國特別是發展中國家互利互補的關系。

對外開放越擴大，維護國家經濟安全和經貿利益的問題就越突出。必須始終牢牢掌握對外開放的主動權，善於在國內國際形勢的相互聯系中把握發展方向，在國內國際條件的相互轉化中用好發展機遇，在國內國際資源的優勢互補中創造發展條件。要適應開放型經濟的要求，建立統籌內外經濟的調控和應對機制，更好地處理國內發展與對外開放的關系，把握關鍵領域和敏感行業對外資開放的程度，防範國際經濟風險，維護國家經濟安全。

㈥ 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。