我國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值影響因素的實(shí)證分析

【摘要】生產(chǎn)總值是一國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算體系的核心指標(biāo)，它直觀的反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民的生活水平。本文旨在借助現(xiàn)代計(jì)量分析方法，就影響我國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值的多種因素進(jìn)行分析，并找出主要影響因素。

【關(guān)鍵詞】多元線性回歸 多重共線性檢驗(yàn) 異方差檢驗(yàn) 異方差修正

一、引言

地區(qū)生產(chǎn)總值是指本地區(qū)按市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算的所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果?，F(xiàn)階段我國(guó)正面臨經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的轉(zhuǎn)型期，研究影響地區(qū)生產(chǎn)總值的因素對(duì)于各地區(qū)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有重要意義。

影響地區(qū)生產(chǎn)總值的因素有很多，例如：工業(yè)、農(nóng)林牧漁業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿餐飲業(yè)、金融業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等行業(yè)的增加值。本文根據(jù)理論和經(jīng)驗(yàn)分析，以地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量，以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、工業(yè)增加值、建筑業(yè)增加值、批發(fā)和零售業(yè)增加值四個(gè)因素為解釋變量，根據(jù)全國(guó)31個(gè)省市、地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，利用Eviews軟件對(duì)模型進(jìn)行多重共線性分析、異方差檢驗(yàn)、異方差修正、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)等，經(jīng)分析得到影響地區(qū)生產(chǎn)總值的主要影響因素。

二、模型建立

（一）模型數(shù)據(jù)及來(lái)源

本文的樣本資料采用2014年中國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)的各地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、工業(yè)增加值、建筑業(yè)增加值、批發(fā)和零售業(yè)增加值的年度數(shù)據(jù)資料，擬建立2014年中國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值函數(shù)模型。（數(shù)據(jù)資料來(lái)源于中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局）

（二）模型建立

設(shè)Y為各地區(qū)生產(chǎn)總值、X1為農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、X2為工業(yè)增加值、X3為建筑業(yè)增加值、X4為批發(fā)和零售業(yè)增加值。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)和理論分析，初步判斷解釋變量與被解釋變量之間總體呈線性相關(guān)關(guān)系，建立影響地區(qū)生產(chǎn)總值因素的多元線性模型如下：

βi（i=0，1，2，3，4）為各解釋變量對(duì)應(yīng)的參數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)數(shù)據(jù)用普通最小二乘法進(jìn)行回歸，初步求得模型為：

R2較大且接近于1，F(xiàn)=536.6962>F0.05（4，26）=2.74，認(rèn)為地區(qū)生產(chǎn)總值與上述解釋變量間總體線性關(guān)系顯著。但t0.025（26）=0.056，X1和X3參數(shù)估計(jì)值未能通過(guò)t檢驗(yàn)，故認(rèn)為解釋變量間存在多重共線性。

三、實(shí)證分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)

1.找出最簡(jiǎn)回歸形式。分別做Y關(guān)于X1，X2，X3，X4的一元回歸，調(diào)整的可決系數(shù)分別為0.518925、0.973783、0.808398、0.909402。于是最簡(jiǎn)形式為：

可見，地區(qū)生產(chǎn)總值受工業(yè)增加值影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，選該一元回歸模型為初始模型。

2.逐步回歸。將其他解釋變量分別導(dǎo)入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程，如表1。

通過(guò)討論可決系數(shù)和顯著性水平的變動(dòng)，可知地區(qū)生產(chǎn)總值函數(shù)以Y=f（X2，X4）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：

（二）異方差性檢驗(yàn)

采用截面數(shù)據(jù)作樣本的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)問題中，往往存在異方差性。因此我們對(duì)上文得出的含有X2和X4的模型進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)。

記e2為對(duì)原始模型進(jìn)行普通最小二乘回歸得到的殘差平方項(xiàng)，將其與X2，X4及其平方項(xiàng)與交叉項(xiàng)作輔助回歸，結(jié)果得：

在10%的顯著水平下，χ2分布的臨界值為χ20.1（5）=9.24，顯然LM=10.4545>χ20.1（5）=9.24，于是拒絕同方差的原假設(shè)，存在異方差性。

（三）異方差的修正

模型被證明存在異方差性，采用是加權(quán)最小二乘法對(duì)其修正。加權(quán)最小二乘法是對(duì)原模型加權(quán)，使之變成一個(gè)新的不存在異方差性的模型，然后采用普通最小二乘法估計(jì)其參數(shù)。

顯然，X2，X4參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的值都顯著提高，X2前的參數(shù)估計(jì)值比普通最小二乘估計(jì)略有減小，而X4前的參數(shù)估計(jì)值比普通最小二乘估計(jì)略有增加，但總體來(lái)說(shuō)變化不大。這一定程度表明，原模型的設(shè)定是正確的，而且滿足了隨機(jī)干擾項(xiàng)條件的基本假設(shè)。

下面我們檢驗(yàn)是否經(jīng)加權(quán)的回歸模型已不存在異方差性。記經(jīng)wi加權(quán)的回歸模型為：

LM統(tǒng)計(jì)量LM=nR2=31*0.026318=0.815858，在5%的顯著水平下，χ2分布的臨界值為χ20.05（3）=7.81，顯然LM=0.815858< χ20.05（3）=7.81，于是不拒絕同方差的原假設(shè)。即加權(quán)的回歸模型已不存在異方差。

由此確定最終模型為：

（四）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由上文確定的最終模型可知：β2、β4大于零，即隨著工業(yè)增加值和批發(fā)和零售業(yè)增加值的增加，地區(qū)生產(chǎn)總值增加，這符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。當(dāng)工業(yè)增加值和批發(fā)和零售業(yè)增加值分別增加1個(gè)單位時(shí)，地區(qū)生產(chǎn)總值分別增加1.60、2.48個(gè)單位。

四、結(jié)論

通過(guò)以上對(duì)我國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值影響因素的分析可以看出，影響地區(qū)生產(chǎn)總值的兩個(gè)相對(duì)重要的影響因素為工業(yè)增加值以及批發(fā)和零售業(yè)增加值。雖然最后模型中只剩這兩個(gè)解釋變量，但并不意味著其他因素不具有影響力，只是影響力相對(duì)弱。影響地區(qū)生產(chǎn)總值的因素也絕不止文中提到的四個(gè)，但是我們可以通過(guò)幾個(gè)重要的有代表性的因素的分析，把握其整體的情況?？梢詮淖罱K模型中確定的2個(gè)影響因素的方面去探尋增加地區(qū)生產(chǎn)總值的相應(yīng)政策，進(jìn)而提高整個(gè)國(guó)家的生產(chǎn)總值。

參考文獻(xiàn)

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作者簡(jiǎn)介：王雪雪（1994-），女，漢族，山西大同人，學(xué)歷：碩士研究生在讀，單位：西北民族大學(xué)，研究方向：金融機(jī)構(gòu)管理。