我國(guó)GDP增長(zhǎng)率影響因素回歸分析

王康慧

[摘? ? 要] 自改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，其中，GDP總量出現(xiàn)了逐年增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，為了研究我國(guó)GDP增長(zhǎng)受哪些因素的影響較為明顯，本文利用多元回歸的方法，驗(yàn)證了工業(yè)、最終消費(fèi)以及貨幣M2對(duì)GDP的增長(zhǎng)有較為顯著的影響，并建立模型，最終證明，工業(yè)、最終消費(fèi)以及貨幣M2的增長(zhǎng)對(duì)GDP的增長(zhǎng)起到正向促進(jìn)的作用。

[關(guān)鍵詞] GDP;影響因素;線性回歸模型

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2020. 05. 074

[中圖分類號(hào)] F208? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]? A? ? ? [文章編號(hào)]? 1673 - 0194（2020）05- 0171- 05

1? ? ? 理論分析

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（簡(jiǎn)稱GDP）是指一個(gè)國(guó)家在一定時(shí)期內(nèi)所生產(chǎn)的所有最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場(chǎng)價(jià)值總和。衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)好壞的三大指標(biāo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、失業(yè)率、通貨膨脹率都與GDP密切相關(guān)[1]。

GDP有如下三種劃分：名義GDP是指按統(tǒng)計(jì)當(dāng)年（報(bào)告期）的市場(chǎng)價(jià)格統(tǒng)計(jì)的GDP;而實(shí)際GDP是指按統(tǒng)計(jì)基期的市場(chǎng)價(jià)格統(tǒng)計(jì)的GDP。顯然，實(shí)際GDP相對(duì)名義GDP更能確切反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[2]。近年來，我國(guó)越來越多的學(xué)者開始關(guān)注綠色GDP。綠色GDP，指用以衡量各國(guó)扣除自然資產(chǎn)損失后新創(chuàng)造的真實(shí)國(guó)民財(cái)富的總量核算指標(biāo)。然而，由于目前測(cè)算綠色GDP沒有有效、準(zhǔn)確的方法，所以我國(guó)綠色GDP測(cè)定仍是比較狹義，僅僅只是排除了環(huán)境污染對(duì)GDP的影響。

進(jìn)入改革開放以來，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)逐年增加趨勢(shì)，到2011年，首次超過日本，成為世界第二。值得注意的是，我國(guó)GDP總量從排名第六到排名第二僅僅花費(fèi)六年時(shí)間，但是，人均GDP的水平則是排在世界末位的，因此了解哪些因素對(duì)GDP的增長(zhǎng)起到?jīng)Q定性影響則十分必要。

從圖1及表1中看到，1983-2017年，我國(guó)的GDP增長(zhǎng)量在20世紀(jì)90年代初期出現(xiàn)了高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，一直持續(xù)到1994年，而從1994年開始，我國(guó)GDP增長(zhǎng)的速度又開始出現(xiàn)放緩，并在1999年達(dá)到谷底。究其原因，1999年出現(xiàn)了波及整個(gè)亞洲的金融危機(jī)，而我國(guó)的經(jīng)濟(jì)也遭受重創(chuàng)，但是于2000年，GDP總量再次加速增長(zhǎng)，這一趨勢(shì)持續(xù)到2007年，而從2008年以后，我國(guó)GDP增長(zhǎng)量呈現(xiàn)放緩的趨勢(shì)。這是因?yàn)槲覈?guó)的經(jīng)濟(jì)在高速發(fā)展的同時(shí)，伴隨突顯出了大量的問題，例如環(huán)境遭到破壞，百姓貧富差距加大，資源短缺情況嚴(yán)峻等。因此，政府開始放緩經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步，同時(shí)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向加以調(diào)整，尋求可持續(xù)發(fā)展的道路。故分析出有哪些因素影響我國(guó)GDP總量的增長(zhǎng)，影響的程度又是如何，非常重要。為此我們做出相關(guān)分析。

2? ? ? 模型設(shè)定

2.1? ?變量選擇與數(shù)據(jù)來源

我國(guó)屬于農(nóng)業(yè)人口大國(guó)，同時(shí)工業(yè)化進(jìn)程也在加快，所以農(nóng)業(yè)及工業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均產(chǎn)生很大影響。同時(shí)2008年的美國(guó)次貸危機(jī)中，也波及我國(guó)，但是我國(guó)政府采取擴(kuò)大內(nèi)需的政策，維持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可見最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也有影響。而在全球化的今天，我們清楚地知道投資以及進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到至關(guān)重要的作用。另外，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論告訴我們，溫和的通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)的作用，而影響通貨膨脹的主要因素就是貨幣的發(fā)行量，為此，我們選取了農(nóng)業(yè)、工業(yè)、最終消費(fèi)、投資、貨幣M2以及貨物進(jìn)出口這六個(gè)指標(biāo)的環(huán)比增長(zhǎng)率來衡量GDP增長(zhǎng)的水平，并分別分析各個(gè)指標(biāo)對(duì)GDP的沖擊。其中，GDP為被解釋變量，用Y表示，而農(nóng)業(yè)、工業(yè)、最終消費(fèi)、投資、貨幣M2及貨物進(jìn)出口為解釋變量，分別用X1、X2、X3、X4、X5、X6表示。表1為由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》得到的1983-2017年有關(guān)數(shù)據(jù)，各指標(biāo)均用環(huán)比增長(zhǎng)率表示。

2.2? ?模型建立

我們根據(jù)上述數(shù)據(jù)建立模型為：

利用Eviews軟件對(duì)上述各個(gè)變量進(jìn)行回歸分析，得到模型回歸結(jié)果。

3? ? ? 樣本數(shù)據(jù)的收集

本文收集了1983-2017年數(shù)據(jù)，得到表1所示數(shù)據(jù)。

4? ? ? 模型參數(shù)的估計(jì)

解釋變量與被解釋變量之間存在一定的線性關(guān)系，接下來對(duì)模型進(jìn)行初步回歸。

OLS回歸

根據(jù)圖1中的數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：

5? ? ? 模型的檢驗(yàn)

5.1? ?經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)1%，平均GDP會(huì)增長(zhǎng)0.086%，當(dāng)年工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)1%，平均說來GDP會(huì)增長(zhǎng)0.26%，當(dāng)年最終消費(fèi)增長(zhǎng)1%，平均說來GDP增長(zhǎng)0.63%，當(dāng)年投資增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.078%，當(dāng)年貨幣M2增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.225%，當(dāng)年貨物進(jìn)出口增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.018%。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

5.2? ?統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)：由上述的數(shù)據(jù)可以得到R2=0.949，修正的可決系數(shù)為R2=0.939，這說明模型對(duì)樣本的擬合很好。

F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：β1=β2=β3=β4=β5=β6=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=6和n-k=28的臨界值Fα（6，28）=2.45由圖1得F=88.272>Fα（6，28）=2.45，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著。

t檢驗(yàn)：給定顯著性水平α=0.05，在t分布表中查出自由度為n-k=28的臨界值t0.025（28）=2.048，由表2可知，X1、X4、X6對(duì)應(yīng)的t值小于臨界值，未通過t檢驗(yàn)，但是模型的可決系數(shù)和F值明顯顯著，表明模型很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。

5.3? ?多重共線性的檢驗(yàn)

由圖2的OLS結(jié)果可以看出，F(xiàn)值與R2值較大，GDP增長(zhǎng)率與其他解釋變量之間線性關(guān)系顯著，而且有一半的解釋變量可以通過t檢驗(yàn)。因此，變量之間的多重共線性較弱.由于其中有不顯著的變量，為剔除一些對(duì)被解釋變量影響不顯著的變量，因此，進(jìn)行逐步回歸可得圖2所示。

從圖3中，我們可以看出，nR2=8.645，由White檢驗(yàn)可知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（9）=16.919，同時(shí)，各個(gè)自變量的t值都不顯著，nR2=8.645<χ20.05（9）=16.919，接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

5.5? ?自相關(guān)的檢驗(yàn)及修正

由圖4可知，修正后的DW=1.624，對(duì)樣本量為35，3個(gè)解釋變量的模型，5%的顯著性水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.283，dU=1.653，模型中dL

由圖4可知，模型不存在自相關(guān)，利用eviews軟件，nR2=3.228，由BG檢驗(yàn)可知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（2）=5.991，同時(shí)，resid（-1）、resid（-2）的t值都不顯著，nR2=3.228<χ20.05（2）=5.991，因此，模型不存在自相關(guān)。最終確定的模型為：

6? ? ? 模型的應(yīng)用

6.1? ?結(jié)? ? 論

根據(jù)以上分析，由逐步回歸剔除的變量農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率、投資以及貨物進(jìn)出口增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)率的影響不顯著，由此可見我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響微乎其微。消費(fèi)對(duì)GDP增長(zhǎng)率的影響最為明顯，消費(fèi)增長(zhǎng)率每增加1%，GDP增長(zhǎng)率將增加0.687%，由此可見消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用非常顯著;其次是工業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)也有較大的作用，工業(yè)增長(zhǎng)率每提高1%，GDP增長(zhǎng)率將增加0.223%;貨幣M2增長(zhǎng)率每增加1%，GDP增長(zhǎng)率將增加0.16%?？梢?，我國(guó)居民的消費(fèi)水平比較高，而消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一個(gè)拉動(dòng)的作用，這也能說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)在之前對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的追求高于對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)的追求，而導(dǎo)致目前消費(fèi)價(jià)格水平較高，而另一方面，我們也知道微弱的通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)的作用，因此，模型的估計(jì)結(jié)果與西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)是吻合的。而工業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也起到促進(jìn)作用，但是，在此之前，我們并不十分注意環(huán)境問題，而導(dǎo)致環(huán)境污染嚴(yán)重，對(duì)于這種情況，我國(guó)政府更應(yīng)該關(guān)心我國(guó)綠色GDP發(fā)展水平，從而改進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。

6.2? ?政策建議

雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步逐步放緩，但是，正如前文所提到的，這并不是說我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)開始下滑，在未來的經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，我們需要改進(jìn)工業(yè)發(fā)展的模式，從過去的高能耗，高污染的路子轉(zhuǎn)變成低能耗的綠色發(fā)展模式，另一方面，雖然溫和的通貨膨脹能夠加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步，但是，我國(guó)政府還是應(yīng)該更好地控制通貨膨脹率，以免過高的通貨膨脹影響百姓的正常生活，反而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到反作用。最后，對(duì)于消費(fèi)方面，應(yīng)該將擴(kuò)大內(nèi)需的思路進(jìn)行下去，不能完全依賴于國(guó)外市場(chǎng)，這樣做不僅對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利，也能夠刺激國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。

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