我國經濟增長影響因素的分析

黃廣靈 陸欣欣 黃競業 黃海濤 黃嘉杰

[摘 要] 隨著中國經濟進入新常態，經濟發展提檔換速，探索經濟增長影響因素便很有必要，而GDP，是衡量一個國家或者一個地區經濟發展水平的常用指標。文章旨在探究我國GDP的影響因素，主要是從宏觀經濟的角度結合我國股市行情選取了1994-2018年我國的股市總成交額、財政支出、進出口貿易總額、CPI這四個因素的歷史數據，通過Eviews軟件建立多元線性回歸模型，根據模型得出結論，并提出合理化建議。

[關鍵詞] GDP;宏觀經濟因素;股市總成交額;多元線性回歸;Eviews

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.11.

引言

我國的經濟在改革開放以來的40多年里不斷地發展，取得了舉世矚目的成就。在中國的國情和國際環境日新月異背景下，我國經濟在蓬勃發展的同時也受到許多因素的影響。在新的發展時期，研究我國經濟發展的影響因素，便顯得尤為重要。

國民經濟發展與股市發展之間的關系一直都是學術界所關注的經典問題。我國作為一個發展中國家，在金融市場發展初期，股市顯然不具有經濟“晴雨表”的作用。但在過去的十多年中，我國股票市場不斷發展，如今股票市場在國民經濟中已占有舉足輕重的地位，它不僅反映經濟的發展，更為重要的是它可以推動和促進經濟的發展。在經濟發展新時期，我國經濟由高速增長開始轉向高質量增長的大背景下，對于國民經濟發展與股市發展的關系的研究具有突出的理論與實踐意義。

文獻綜述

談儒勇（1999）[1]采用我國銀行和股市數據對我國的金融發展與經濟發展進行實證研究，實證結果表明中國的銀行與經濟發展有正的相關關系，可以促進經濟的發展，而股市的發展指標與經濟發展關系微弱，從而得出中國的股票市場發展對經濟增長影響不明顯甚至是負影響的結論;周鋒在《我國股票市場對宏觀經濟發展的影響——基于深圳股市數據的協整分析》（2010）[2]中認為股票市場發展能促進我國經濟增長，股票市場成交總額的增加促進了資本的集中，股票市場中資金和信息的流動直接形成了經濟增長的源泉;馬章良在《中國進出口貿易對經濟增長方式轉變的影響分析》（2012）[3]中認為雖然中國GDP與進、出口之間是非平穩的， 但長期的動態均衡關系說明三者之間存在內在的穩定機制。中國經濟增長與出口之間是正相關的關系， 出口增長對經濟增長具有明顯的促進作用， 進口是影響經濟增長的原因而經濟增長不是影響進口的原因;陳默在《我國國債、政府支出對宏觀經濟效應研究》（2014）[4]中指出政府財政支出對我國經濟增長存在著持續的正向拉動作用，政府財政支出的凱恩斯效應在我國得到了驗證;游鴻在《金融發展的宏觀經濟影響：經濟金融化視角》（2017）[5]中通過許多實證研究發現，金融發展與經濟增長間沒有穩健顯著性正相關關系，在一些情形下，他們甚至呈現倒U或者負相關關系，原因在于過度的金融發展吸引了大量高素質勞動力，不利于經濟的增長;啟迪在《股票市場與經濟增長的比較研究——以中國、美國與南非為例》（2017）[6]中通過大量的實證分析表明美國的經濟增長與股票市場的發展存在相互促進的作用，但中國的股票市場和經濟增長并不具備明確的相關性，具有特殊的經濟發展規律。

模型設定

3.1解釋變量與被解釋變量

根據相關經濟理論、中國股市以及我國經濟增長現狀，選取以下變量：

選擇GDP（Y）來反映我國經濟增長，以此作為模型的被解釋變量;而對于解釋變量，我們選取股市總成交額（X1）反映我國股市的發展，選取政府財政支出（X2）、進出口貿易總額（X3）、CPI（X4）作為宏觀經濟因素。

具體數據來源于中國國家統計年鑒1994年至2018年各變量的年度數據。

3.2模型的確定

由各解釋變量與被解釋變量之間的散點圖可以看出，除了CPI（X4），GDP（Y）與股市總成交額（X1）、政府財政支出（X2）、進出口貿易總額（X3）三者都有著較為明顯的線性相關關系，于是建立如下模型：

Y =β_0+ β_1 X_1+β_2 X_2+β_3 X_3+β_4 X_4+μ

運用OLS法建立模型得：

Y=64396.42-0.015608X_1+0.034052X_2+2.407341X_3-259.3041X_4

經過對模型的簡單分析表明，該模型擬合較好，方程的整體顯著性較高，但個別變量不顯著，以下將對通過Eviews模型進行詳細分析。

模型的檢驗與修正

4.1經濟意義檢驗

由經濟分析可知，GDP（Y）與政府財政支出（X2）、進出口貿易總額（X3）存在著明顯的正相關關系，符合經濟意義，GDP（Y）與股市總成交額（X1）和CPI（X4）成負相關，但不一定與經濟意義相悖，例如當經濟增長緩慢，則國民收入增長緩慢，社會需求減少，從而使得產品價格下降，CPI降低。

4.2統計意義檢驗

Y=64396.42-0.015608X_1+0.034052X_2+2.407341X_3-259.3041X_4

（1.956748）? （-3.073435）? ?（37.23698）? ? （7.048891）? ? （-0.83162）

R^2= 0.999182? ?（R^2 ） ? = 0.999018? ?F = 6105.582

由上述回歸結果可知，R^2與（R^2 ） ?都非常接近1，模型的擬合度比較高，股市總成交額（X1）、政府財政支出（X2）、進出口貿易總額（X3）均通過顯著性水平為5%的t檢驗，CPI（X4）未通過t檢驗，故該模型可能存在多重共線性。F統計量的臨界值為2.87，該模型的F統計量大于臨界值，所以模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。

4.3模型平穩性檢驗

對該模型進行ADF單位根檢驗，首先對模型3進行檢驗，其t統計量的值小于顯著性5%水平下的臨界值為-3.759743，所以拒絕存在單位根的零假設，停止檢驗，所以該模型是平穩序列，極大程度可以證明該回歸不存在虛假回歸，可進行計量模型的回歸檢驗。

4.4多重共線性檢驗

4.4.1相關系數矩陣

由表1可知：X1與X2，X1與X3，X2與X3都存在較強的相關性，所以對該模型進行逐步回歸消除多重共線性。

4.4.2找出最簡單的回歸形式

分別作Y關于X1、X2、X3、X4的回歸，發現Y關于X2的回歸具有最大的可決系數：

Y=48938.74+0.038297X_2

（9.755714）? ?（76.74550）

R^2= 0.996110? ?（R^2 ） ? = 0.995941

可見，GDP（Y）受財政支出（X2）的影響最大，與經驗相符，因此選該一元回歸模型為初始的回歸模型。

4.4.3逐步回歸

將其他變量分別導入上述的初始回歸模型，尋找最佳回歸方程，如表2所示。

結果分析：

第一步：在初始模型中引入X1，模型的（R^2 ） ?提高，且參數符號合理，變量也通過了顯著性水平為5%的t檢驗;

第二步：引入X3，模型的（R^2 ） ?也提高，參數符號合理，同時變量也通過了顯著性水平為5%的t檢驗;

第三步：引入X4，模型的（R^2 ） ?有所下降，且未通過顯著性水平為5%，甚至是沒有通過顯著性為10%的t檢驗。

因此，最終的模型應以Y = f（X2，X1，X3）最優，擬合結果如下：

Y=37131.20-0.015528X_1+0.034049X_2+2.427156X_3

4.5鄒氏穩定性檢驗

將數據分為1994年～2006年和2007年～2018年兩個時間段，并分別對兩個時間段數據進行最小二乘回歸：1994年～2006年的殘差平方和RSS1 = 94783223;2007年～2018年的殘差平方和RSS2 = 74300000;結合首次回歸的殘差平方和RSSR = 148000000

根據鄒氏穩定性檢驗的方法構造F統計量：

F=? （（〖RSS〗_R-〖RSS〗_1-〖RSS〗_2）/（k+1））/（（〖RSS〗_1+〖RSS〗_2）/（n_1+n_2-2k-2）） ～F （k+1，n_1+n_2-2k-2）

= （（148000000-94783223-743000000）/（3+1））/（（94783223+743000000）/（25-2*3-2）） =3.2579 < F（4，17） = 4.67

F統計量小于1%顯著性水平下的臨界值，因此接受參數穩定的前提假設條件，通過鄒氏參數結構穩定性檢驗，數據不存在結構性差異。

4.6異方差性檢驗

4.6.1異方差的檢驗

對原模型進行懷特檢驗，此時nR2 = 17.73021大于5%顯著性水平下自由度為9的χ2分布臨界值16.92，因此存在異方差。

4.6.2異方差的修正

取W = 1/abs（resid）作為權數變量，對模型進行加權最小二乘回歸，修正后的模型為：

Y=37346.68-0.015768X_1+〖0.033303X〗_2+2.634638X_3

（49.13266）? ?（-3.100713）? ?（37.71710）? ? （12.10662）

修正后的可決系數（R^2 ） ? = 0.999755較原模型有所提高，所以進行加權最小二乘修正之后的模型擬合度增加，同時各解釋變量的t檢驗值均較為顯著，故表明該模型的解釋能力增強。

4.7自相關性檢驗

4.7.1對該模型進行偏相關系數檢驗

由ACF值存在拖尾特征和PACF值存在截尾特征，且Q統計量的收尾概率各期均為0.000，表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設“不存在自相關性”，可知該模型存在一階自相關。

4.7.2 LM檢驗

接著我們再對模型進行LM檢驗，設定其滯后期P為2，由于臨界概率P小于0.05，因此該回歸模型顯著拒絕原假定，即存在自相關性，接下來將通過廣義差分法進行該模型自相關性的修正。

4.7.3廣義差分修正

此時在5%的顯著性水平下，1.89=du

Y=34534.98-0.012960X_1+0.032639X_2+3.025608X_3

總結

5.1模型的分析與解釋

在選擇的四個解釋變量中，股市總成交額、政府財政支出、進出口貿易總額對GDP的影響較為顯著，同時排除了沒有通過t檢驗和顯著性檢驗的CPI這一解釋變量。

通過最終的回歸模型函數表達式可以得到：政府財政支出與GDP呈正相關關系，因為我國在公共事業和基礎設施建設等方面需求還很大，政府財政支出在基礎設施、文教科衛等方面有一定的投入需要，尤其是需要加大對社會文教費用的支出。社會文教的發展能夠不斷地培養人才，滿足經濟發展的人才需求，加大對社會文教方面的財政投入，能夠充分發揮其對經濟發展的長期促進作用，這對我國經濟發展有著極其積極的作用。

進出口貿易總額與GDP呈正相關關系，因為在經濟全球化階段，尤其是在進入世貿組織之后，在貿易方面不斷對外開放的同時，吸引了大批投資者，進出口貿易總額不斷增加，故我國GDP也呈逐年增長趨勢，不斷促進著經濟發展。在如今經濟全球化進一步發展的時代背景下，我國應緊緊抓住這個發展機遇，深入貫徹落實改革開放政策，并進一步擴大開放程度，建立自由貿易區，積極參與全球化進程，減小貿易壁壘，增大資金吸引力，從而提高進出口貿易額，進而促進GDP的增長。

股市總成交額與GDP有著較為弱勢的負相關關系，在慣性思維里，通常會認為股市的發展對經濟發展呈正相關關系，因為資金的不斷流通和價格的上漲都對經濟發展有著一定的積極作用，而本模型最后的結論中股市的發展與經濟發展是呈現負相關關系的，首先我國股市的成立時間不長，還有待完善的地方，其次，股票交易行為和股票價格不僅受經濟因素的影響，而且還受到其他非經濟因素的影響，有時后者的影響程度甚至高過于前者。我國股票市場規范化程度還不夠高，投資者情緒波動較大，市場監管機制還不完善，這些對股市的發展均產生了不可忽略的影響，這也讓其成為導致股市發展與經濟發展這種特殊的關系的可能因素;另外，上市公司從股票上市到把從股票市場上籌措來的資金投向指定的項目并獲利可能需要長于1年的時間，所以在短期內便不能把股市發展對經濟增長的作用顯示出來，存在一定的滯后期。對此應該建立健全市場監管機制，進一步規范股票市場交易規則，加強股市風險教育，減小非經濟因素對股市發展的影響，讓其由制約因素變為促進因素，完善金融支持實體、實體促進金融的聯動機制，進而讓股市與經濟同步發展。

5.2局限性和改進方向

第一，樣本容量有限。本文所選取的樣本僅僅是1994年至2018年的間相關變量的年度數據，其樣本容量有限，構造的模型反映了樣本變化趨勢，但是對總體變量的分析以及對未來的預測還有所欠缺;

第二，選取的解釋變量不足。本文宏觀因素僅僅選取了政府財政支出、進出口貿易總額和CPI，而對國民經濟發展的影響因素不僅僅局限于此，股市發展的指標選取也較為單一;

第三，理論基礎不足。本文的理論基礎較為簡單，僅僅是以外部環境因素進行宏觀分析，而以股市總成交額來反映股市發展是比較片面的，說服力不足，沒有進行更為深入的技術分析，因而導致其與變化趨勢存在一定的誤差。

改進方向：擴大樣本容量，可改成季度的數據，進行更為詳細的分析，增加解釋變量的個數，從宏觀因素、微觀因素和行業市場因素等多角度對我國經濟發展進行分析，加強理論學習，用更深入復雜的理論來為模型奠定基礎。

參考文獻：

談儒勇.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究，1999（10）：53-61.

周鋒. 我國股票市場對宏觀經濟發展的影響——基于深圳股市數據的協整分析[J]. 經營管理者， 2010（8X）：54-55.

馬章良.中國進出口貿易對經濟增長方式轉變的影響分析[J].國際貿易問題，2012（4）：30-38

陳默. 我國國債、政府支出的宏觀經濟效應研究[D].長春：吉林大學，2014.

游鴻. 金融發展的宏觀經濟影響：經濟金融化視角[D].北京：中央財經大學，2017.

TCHIDI Guillaume Edou（啟迪）. 股票市場與經濟增長的比較研究[D].天津：天津大學，2017

[作者簡介]黃廣靈（1999-），男，漢族，廣東梅州人，就讀于廣東工業大學經濟與貿易學院，研究方向：金融工程;陸欣欣（1997-），女，漢族，廣東肇慶人，就讀于廣東工業大學經濟與貿易學院，研究方向：金融工程;黃競業（1999-），男，漢族，廣東河源人，就讀于廣東工業大學經濟與貿易學院，研究方向：金融工程;黃海濤（1999-），男，漢族，廣東普寧人，就讀于廣東工業大學經濟與貿易學院，研究方向：金融工程;黃嘉杰（1998-），男，漢族，廣東廣州人，就讀于廣東工業大學經濟與貿易學院，研究方向：金融工程。