中國的經濟增速從哪裡來

『壹』 中國經濟迅速發展的原因

第一，改革開放大大激發了經濟的活力，解決了社會的生產力，1978年年底，黨十一屆三中全會重大決策，改革傳統的履行行政命令為主的經濟體制，實行對外開放，這個是使中國經濟，高速增長的最主要的一個因素，它是最巨大的動力，今後只要我們堅定不移的推進改革開放，不斷完善我們社會主義市場經濟的體制，正確處理改革發展穩定的關系，我們就一定能夠繼續保持政治穩定，和經濟的快速增長，到2020年基本實現工業化和城市化，完成全面建設小康社會的宏偉任務，這是中國經濟28年高速增長第一個最重要的條件。

第二實行以經濟建設為中心的戰略發展，把發展作為振興中國的第一要務，從1978年開始，黨和國家的重點，轉移到社會主義現代化建設上來，實行以經濟建設為中心的戰略方針，從此翻開了中國歷史發展的新的一頁，關於發展問題，我們鄧小平高瞻遠矚，為中國規劃了經濟三步走的戰略目標。第一步，解決溫飽問題，第二步，是20世紀末達到小康水平。第三步，21世紀50年代達到中等國家發達水平，三步走情況下，順利實現了兩步的目標，第三步目標而奮斗，在發展的理念上，也在不斷的發展創新。

第三，中國在社會主義條件下發展市場經濟，並不是放任自流的，而是有政府管理的。政府的調節和管理主要表現在三個方面，一個是進行宏觀調控，保持宏觀經濟的穩定。第二是超過市場監管，促進公平競爭增進微觀經濟的效率，保護資源生態和環境，維護生產安全食品安全等等。第三是通過財政稅收等杠桿，收入分配促進社會公平。改革開放28年來，這三個方面都取得比較好的成效，在不斷的完善中，特別宏觀經濟調控方面，效果更為顯著，改革開放以來，我們國家總共進行了六次宏觀經濟調控，時間分別是79年到81年第一次。第二85年到86年，第三次89年到90年，第四次1994年到1996年，第五次1997到2001，第六次2003年到現在，由於這幾次宏觀調控比較順利，成效顯著，減少了損失，保證了我國經濟的持續快速增長。

第四點中國具有世界上最豐富的勞動資源，中國人民有勤勞勇敢的優良傳統，黨的改革開放和黨的政策調動了大家的積極性主動性，成為推動社會生產力的發展的巨大力量。中國勞動力後備資源非常豐富，中國不僅勞動力資源豐富，而且經過實施九年義務教育，青少年一般具有初中文化水平，工資水平比較低，而且受勞動力供求關系的影響。多年來，基本穩定在比較低的水平上，中國出口產品具有較強的國際競爭力。。

第五，中國具有巨大的不斷擴大的市場，十幾億人的大市場，吸引著各方面的投資，還有中國由於長期比較貧困落後，基礎設施缺口很大，投資機會很多，建設的推進，經濟增速快，人民收入水平迅速提高，國內居民消費不斷升級，產業結構調整和城市化的競爭加快，使中國的市場空間非常大，為社會生產力發展，提供了最廣泛的場所。

第六，中國具有持續的高儲蓄率和高投資率，中國人民不僅勤勞，而且節儉，中國的儲蓄率高，長期30%以上，根據統計，1978年到2002年，中國的儲蓄率在32.5%到42.2%之間，高儲蓄率支撐著高投資率，支撐著經濟的高速增長，中國的資本形成率一直很高，1978年到2003年，中國的資本的年均增長率是9.9%，對經濟增長的貢獻率達到6.3個百分點，2003年，中國經濟達到兩位數的高速增長，在高儲蓄率高投資帶動的。

第七，有利的國際環境，上個世紀70年代以來，和平的國際環境，非常有利於中國一心一意從事社會主義現代化建設，和平發展合作已成為當今時代的潮流。新世紀以來，世界經濟持續增長，2001年全世界GDP增長2.4%，2002年到2005年都在3%以上，主要發達國家雖然不可能擺脫經濟危機，但是還沒有出現象20世紀30年代那樣，影響全球經濟的嚴重的經濟危機。再有經濟全球化趨勢深入發展，產業發展加快，突飛猛進，有利於中國後發優勢。

中國2001年加入世貿組織之後，加快發展，也使中國成為全球經濟的領跑者。這是我個人對改革開放以來，改革開放28年以來，中國經濟持續高速增長的幾個原因的分析

『貳』 我國經濟增長的主要因素

影響經濟增長的主要經濟因素有：
1. 是投資量。一般情況下，投資量與經濟增長成正比。
2. 是勞動量。在勞動者同生產資料數量、結構相適應的條件下，勞動者數量與經濟增長成正比。
3. 是生產率。生產率是指資源（包括人力、物力、財力）利用的效率。提高生產率也對經濟增長直接作出貢獻。

1. 經濟增長：國民收入的增長其基礎是技術進步、制度變革和意識形態的調整。是指一國生產的商品和勞務總量的增加，即國民生產總值的增加或人均國民生產總值的增加。
2. 經濟增長通常是指宏觀經濟增長，即一國在一定時期內產品量和服務量的增加。
3. 實現較快經濟增長的必要性和可能性：
（1）量度經濟增長速度快慢的指標是經濟增長率。
（2）我國實現經濟較快增長的必要性在於：
第一，現在我國與資本主義發達國家在國民生產總值的總量和人均量方面存在著很大的差距。只有實現較快的經濟增長，才能逐步趕上並最終超過它們。
第二，我國人民現在的生活水平不高，生活質量比較差。只有實現經濟較快的經濟增長，才能較快地增加人民群眾的收入，提高人民群眾的生活水平。
第三，我國目前也面臨著一系列的社會問題，沒有較快的經濟增長也難以解決。
（3）我國經濟實現較快增長的可能性在於：
第一，資源條件比較有利。
第二，制度條件良好。社會主義的經濟制度和政治制度的建立，為迅速發展社會生產力、實現經濟快速增長創造了根本性條件；改革的深化和社會主義市場經濟體制的建立和完善，是經濟持續快速增長的強大推動力。
第三，國際條件有利。世界多極化和經濟全球化趨勢的發展，給世界的和平與發展帶來了機遇和有利的條件，為我國開展國際經濟技術合作、加快經濟增長提供了有利的條件。

『叄』 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。

『肆』 為什麼中國經濟增長特別快

中國經濟迅速發展的背後有三個重要的基礎動力：
一、人力資本的含義是人在社會上的能力，包括勞動者的技術和職業道德水平，以及企業家的創新精神和整合資源的能力。人力資本的素質是社會歷史和文化傳統的一部分，不是10年或者20年能夠塑造的。經濟學家已習慣用受教育的時間來衡量人力資本的多少，但這樣的方法並不準確，因為它未能把職業道德和人的創造智慧考慮進去，而這些是文化傳統熏陶的結果。這些特質在一代又一代人身上繼承和完善，有一部分是通過家庭教育得以傳承。
對於中國工人的技術，我們通過古代青銅器、絲綢刺綉、瓷器和明代傢具就可見一斑，更不用說西安的秦始皇兵馬俑的精妙。中國毫無疑問擁有相當高素質的人力資本。其他國家如日本、德國、韓國、新加坡和美國也擁有高素質的人力資本，只不過表現的形式不同。一些國家未能實現經濟快速發展，一個主要原因就是人力資本短缺。

二、第二個動力是一套運作良好的市場機制。中國在1978年改革開放之前有同樣高素質的人力資本，但還沒有市場機制，因此未能迅速發展起來。市場機制能夠讓優秀的人才通過辛勤工作更好地實現自身價值，從而為自己也為社會創造財富。市場機制使得經濟活動因為勞動有償而得到充分激發，也因為資源根據市場供求原理流向最需要的地方而得到有效配置。

三、第三個有助於經濟快速增長的因素是發展中國家和最先進國家之間的技術差異。這使發展中國家通過採用先進的技術可以迅速發展起來。
了解了這三個因素，可以預言，中國經濟將繼續增長，因為這三個經濟引擎會繼續發力。隨著技術差距縮小，中國增長速度將逐步放緩，但在至少未來10~15年甚至更長的時間里，經濟每年增長速度仍將高於8％。

『伍』 現階段推動我國經濟增長的主要力量

投資。投資、消費、外貿都是拉動增長的動力源，俗稱是經濟增長的「三駕馬車」。從支出角度看，GDP是最終需求─投資、消費、凈出口這三種需求之和，因此經濟學上常把投資、消費、出口比喻為拉動GDP增長的「三駕馬車」，這是對經濟增長原理最生動形象的表述。

在這「三駕馬車」中，雖然投資增速出現敗落，消費和進出口卻出現了較快增長，兩者不僅彌補了投資增速減緩對經濟增速向下拉的力量，而且還多創造了一部分需求，拉動了經濟速度的加快。

(5)中國的經濟增速從哪裡來擴展閱讀

中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。這是對我國經濟發展階段變化和現在所處關口作出的一個重大判斷，為今後我國經濟發展指明方向、提出任務，具有重大現實意義和深遠歷史意義。

由高速增長階段轉向高質量發展階段，是我國經濟高速增長之後突破結構性矛盾和資源環境瓶頸，實現更高質量、更有效率、更加公平、更可持續發展的必然選擇，也是我國實現社會主義現代化的必由之路。

『陸』 中國主要的經濟來源靠什麼

發展的主要動力是內需、消費、投資和出口。此外，從發展因素看，優化經濟結構、把握結構調整和布局優化是主線，提高經濟效益、增強科技創新動力是主攻方向，保障民生、促進和諧是主攻方向。首要任務。

依據：

1、國民生產總值反映了經濟發展的財富增長。流通、管理和服務中成本和時間的分配和效率直接影響生產的質量和效率。因此，越是精簡、廉潔、高效的管理、服務、流通環節，越能促進經濟發展。

2、生產要素的變化包括數量的增加、結構的變化和質量的提高，以及實現經濟增長的途徑和方式。

3、經濟發展方式的內容不僅包括經濟增長方式的內容，還包括產業結構、收入分配、居民生活、城鄉結構、區域結構、資源利用和生態環境等內容。

(6)中國的經濟增速從哪裡來擴展閱讀：

就當代經濟而言，發展的含義相當豐富復雜。發展總是與發達、與工業化、與現代化、與增長之間交替使用。 一般來說，經濟發展包括三層含義：

1、經濟量的增長，即一個國家或地區產品和勞務的增加，它構成了經濟發展的物質基礎；

2、經濟結構的改進和優化，即一個國家或地區的技術結構、產業結構、收入分配結構、消費結構以及人口結構等經濟結構的變化；

3、經濟質量的改善和提高，即一個國家和地區經濟效益的提高、經濟穩定程度、衛生健康狀況的改善、自然環境和生態平衡以及政治、文化和人的現代化進程。

經濟發展是通過經濟結構的改進和優化、經濟質量的改善和提高達到經濟量的增長。

『柒』 今年GDP增長增速目標設定5.5%左右，中國經濟新的增長點在哪

我認為中國經濟新的增長點在於消費，同時也在於實體經濟。

之所以會這樣說，主要是因為我們的GDP增長點始終屬於房地產和出口。在房地產行業進入下行通道的時候，我們已經不能指望房地產為GDP做出太大的貢獻了。與此同時，因為我們的出口數據已經處在高位，這就意味著我們的出口數據很難繼續攀高。如果我們想要維持GDP的增速的話，我們必須在消費上發力，同時也需要切實解決很多消費問題。

一、我們新年的GDP增長速度設定為5.5%。

這是一個關於2022年的GDP增速的預期，我們並沒有把這個預期設置的太高，可是定在了5.5%。對於我們的經濟體上來說，5.5%的GDP增速其實已經非常高了，如果想要實現這個目標的話，我們需要切實解決很多行業的需求，同時也需要讓我們的GDP增速更為精準。

『捌』 中國GDP的綜述增長原因

中國GDP增長有以下三點原因：

1、區域協調性增強

從GDP增速來看，中西部地區增速明顯高於東部地區。中國社科院工業經濟研究所研究員、中國區域經濟學會副會長兼秘書長陳耀表示：「中西部地區加大了發展力度，尤其是在『一帶一路』建設中獲得向西開放的機遇，培育出新的動能。中西部加速發展，使中國地區的總體差距縮小，表明區域的協調性和可持續性在增強。」

2、服務業成為主要動力

與世界發達地區相比，各省（區、市）在服務業發展上仍有較大進步空間。陳耀表示，發達國家的大城市服務業佔GDP比重一般達到80%以上。今年上半年數據中，只有北京的服務業佔GDP比重為82.2%，其餘省（區、市）均低於80%。過去長期以工業、製造業為主體，高消耗產業佔比較大，而服務業的增長使得資源環境承載壓力得到緩解。

3、新動能加快成長

中國新動能的崛起不僅短期內在一定程度上彌補了舊動能不足帶來的負面影響，而且從長期看給中國跨越『中等收入陷阱』提供了支持。未來在政府制度創新、市場機制驅動和企業積極參與等有利因素推動下，經濟動能將繼續保持較快增長，並由碎片化逐步轉化為集群化，最後形成穩固發展新潮流。

(8)中國的經濟增速從哪裡來擴展閱讀：

國內生產總值主要特徵如下：

（1）由於GDP用市場價格來評價物品與勞務，它就沒有把幾乎所有在市場之外進行的活動的價值包括進來。特別是，GDP漏掉了在家庭中生產的物品與勞務的價值。

（2）GDP沒有包括環境質量。設想政府廢除了所有環境管制，那麼企業就可以不考慮他們所引起的污染而生產物品與勞務。在這種情況下，GDP會增加，但福利很可能會下降。空氣和水質量的惡化要大於更多生產所帶來的福利利益。

（3）GDP也沒有涉及收入與分配。人均GDP告訴我們平均每個人的情況，但平均量的背後是個人收入的巨大差異。

（4）GDP概念是源自於交換產生財富的原理。這個原理的基本條件是：一是交換必須自願，二是交換必須不妨礙第三人，三是交換必須在兩個清晰的產權主體之間真正發生。假定不符合這三個條件，那麼所得出的GDP數值的准確性恐怕就得大打折扣，或者說GDP的數據就會有瑕疵。

參考資料來源：

人民網-新動能加力中國經濟增長

網路-國內生產總值