我國GDP增長率影響因素回歸分析

王康慧

[摘? ? 要] 自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，其中，GDP總量出現(xiàn)了逐年增長的態(tài)勢，為了研究我國GDP增長受哪些因素的影響較為明顯，本文利用多元回歸的方法，驗證了工業(yè)、最終消費(fèi)以及貨幣M2對GDP的增長有較為顯著的影響，并建立模型，最終證明，工業(yè)、最終消費(fèi)以及貨幣M2的增長對GDP的增長起到正向促進(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] F208? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]? A? ? ? [文章編號]? 1673 - 0194（2020）05- 0171- 05

1? ? ? 理論分析

國內(nèi)生產(chǎn)總值（簡稱GDP）是指一個國家在一定時期內(nèi)所生產(chǎn)的所有最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價值總和。衡量一國經(jīng)濟(jì)好壞的三大指標(biāo)經(jīng)濟(jì)增長率、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)計當(dāng)年（報告期）的市場價格統(tǒng)計的GDP;而實際GDP是指按統(tǒng)計基期的市場價格統(tǒng)計的GDP。顯然，實際GDP相對名義GDP更能確切反映一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[2]。近年來，我國越來越多的學(xué)者開始關(guān)注綠色GDP。綠色GDP，指用以衡量各國扣除自然資產(chǎn)損失后新創(chuàng)造的真實國民財富的總量核算指標(biāo)。然而，由于目前測算綠色GDP沒有有效、準(zhǔn)確的方法，所以我國綠色GDP測定仍是比較狹義，僅僅只是排除了環(huán)境污染對GDP的影響。

進(jìn)入改革開放以來，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)逐年增加趨勢，到2011年，首次超過日本，成為世界第二。值得注意的是，我國GDP總量從排名第六到排名第二僅僅花費(fèi)六年時間，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GDP的增長起到?jīng)Q定性影響則十分必要。

從圖1及表1中看到，1983-2017年，我國的GDP增長量在20世紀(jì)90年代初期出現(xiàn)了高速增長的態(tài)勢，一直持續(xù)到1994年，而從1994年開始，我國GDP增長的速度又開始出現(xiàn)放緩，并在1999年達(dá)到谷底。究其原因，1999年出現(xiàn)了波及整個亞洲的金融危機(jī)，而我國的經(jīng)濟(jì)也遭受重創(chuàng)，但是于2000年，GDP總量再次加速增長，這一趨勢持續(xù)到2007年，而從2008年以后，我國GDP增長量呈現(xiàn)放緩的趨勢。這是因為我國的經(jīng)濟(jì)在高速發(fā)展的同時，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，同時對我國經(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GDP總量的增長，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

我國屬于農(nóng)業(yè)人口大國，同時工業(yè)化進(jìn)程也在加快，所以農(nóng)業(yè)及工業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生很大影響。同時2008年的美國次貸危機(jī)中，也波及我國，但是我國政府采取擴(kuò)大內(nèi)需的政策，維持經(jīng)濟(jì)增長，可見最終消費(fèi)對經(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，溫和的通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(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)出口這六個指標(biāo)的環(huán)比增長率來衡量GDP增長的水平，并分別分析各個指標(biāo)對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《中國統(tǒng)計年鑒》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軟件對上述各個變量進(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

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)，模型估計的結(jié)果為：

5? ? ? 模型的檢驗

5.1? ?經(jīng)濟(jì)意義的檢驗

模型估計結(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1%，平均GDP會增長0.086%，當(dāng)年工業(yè)產(chǎn)值增長1%，平均說來GDP會增長0.26%，當(dāng)年最終消費(fèi)增長1%，平均說來GDP增長0.63%，當(dāng)年投資增長1%，GDP增長0.078%，當(dāng)年貨幣M2增長1%，GDP增長0.225%，當(dāng)年貨物進(jìn)出口增長1%，GDP增長0.018%。這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。

5.2? ?統(tǒng)計檢驗

擬合優(yōu)度的檢驗：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，這說明模型對樣本的擬合很好。

F檢驗：針對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：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對應(yīng)的t值小于臨界值，未通過t檢驗，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

由圖2的OLS結(jié)果可以看出，F(xiàn)值與R2值較大，GDP增長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。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檢驗可知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（9）=16.919，同時，各個自變量的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)的檢驗及修正

由圖4可知，修正后的DW=1.624，對樣本量為35，3個解釋變量的模型，5%的顯著性水平，查DW統(tǒng)計表可知，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檢驗可知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ20.05（2）=5.991，同時，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)增長率、投資以及貨物進(jìn)出口增長率對GDP增長率的影響不顯著，由此可見我國第一產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響微乎其微。消費(fèi)對GDP增長率的影響最為明顯，消費(fèi)增長率每增加1%，GDP增長率將增加0.687%，由此可見消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用非常顯著;其次是工業(yè)增長率對GDP增長也有較大的作用，工業(yè)增長率每提高1%，GDP增長率將增加0.223%;貨幣M2增長率每增加1%，GDP增長率將增加0.16%。可見，我國居民的消費(fèi)水平比較高，而消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長起到一個拉動的作用，這也能說明我國經(jīng)濟(jì)在之前對經(jīng)濟(jì)增長量的追求高于對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)的追求，而導(dǎo)致目前消費(fèi)價格水平較高，而另一方面，我們也知道微弱的通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)的作用，因此，模型的估計結(jié)果與西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點是吻合的。而工業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長也起到促進(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，對于這種情況，我國政府更應(yīng)該關(guān)心我國綠色GDP發(fā)展水平，從而改進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。

6.2? ?政策建議

雖然我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步逐步放緩，但是，正如前文所提到的，這并不是說我國經(jīng)濟(jì)形勢開始下滑，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，反而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到反作用。最后，對于消費(fèi)方面，應(yīng)該將擴(kuò)大內(nèi)需的思路進(jìn)行下去，不能完全依賴于國外市場，這樣做不僅對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利，也能夠刺激國內(nèi)市場。

主要參考文獻(xiàn)

[1]龔署明.宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析[M].北京：中國水電水利出版社，2010.

[2]柳欣.名義GDP應(yīng)定格在16%[J].中國經(jīng)濟(jì)周刊，2011（5）：20-21.

[3]彭濤，吳文良.綠色GDP核算[J].中國人口、資源與環(huán)境，2010（12）：81-86.

[4]高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2007.

[5]龐浩.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2010.

[6]王靜敏.多元統(tǒng)計分析方法[M].長春：吉林人民出版社，2003.