長春市地區生產總值影響因素研究

黨楊 刁卓 于夢雪

摘要：隨著我國經濟的穩步發展，長春市經濟水平也逐年穩步提升。當前長春市雖處于經濟發展的高速時期，但經濟發展方式仍顯粗放。所以，本文運用長春市自2001到2017年GDP相關數據，通過eviews8軟件對長春市地區生產總值的影響因素進行回歸分析，最后得出影響長春市地區生產總值的較為突出的影響因素為居民消費價格指數、進出口總額、固定資產投資等，并給出相關建議。

關鍵詞：地區生產總值;居民消費水平;多元回歸模型

基金項目：吉林省教育廳基金項目：吉林省城市土地價格影響因素的研究——基于長吉圖開發開放先導區（編號：JJKH20181354SK）

一、長春市經濟發展概況分析

1978年以來，長春市經濟總量不斷增長，產業結構也不斷調整。三個產業比例從1978年的29.25：52.40：18.35調整到2012年的11.83：53.40：34.77。2012年長春市地區生產總值增長30.3倍，2013年上半年，長春市GDP達到4808億元，同比增長近9.0%，高出同期全國平均增速1.4個百分點，這表明長春市經濟發展存在較大潛力以及經濟增長的質量進一步提高。

由圖1可知2001-2017年長春市地區生產總值持續增長，但增長速度有波動，且出現增長率下降的趨勢，若找不出制約經濟發展的根源所在，勢必會被當前的經濟增長潮流所淘汰。因此，本文對長春市地區生產總值的影響因素進行回歸分析，并給出相應建議。

二、實證分析

影響經濟發展的因素有很多，如人口、居民消費水平、資本形成率、進出口總額等。本文以長春市地區生產總值作為被解釋變量（Y），長春市居民消費水平（X1）、長春市人口（X2）、長春市資本形成率（X3）作為解釋變量，建立回歸模型分析其對長春市地區生產總值的影響。

（一）模型設定

設消費模型為：

（二）參數估計

利用最小二乘法對參數進行估計，得到參數估計結果：

（三）假設檢驗

1.擬合優度檢驗

根據參數估計結果得到，可決系數[R2]=0.999，擬合優度很好。

2.回歸方程顯著性檢驗（[F]統計量檢驗）

[F]統計量值為6142.906，其伴隨概率度[P]=0.0000，回歸方程顯著，即居民消費價格指數、貨物進出口總額、固定資產投資對長春市生產總值影響顯著。

3.回歸方程系數顯著性檢驗（[T]統計量檢驗）

[X1]（居民消費價格指數）參數[P]=0，即在[α]=0.05的顯著性水平下，居民消費價格指數對長春市地區生產總值有顯著性影響;

[X2]（貨物進出口總額）參數[P]=0.0027，即在[α]=0.05的顯著性水平下，貨物進出口總額對長春市地區生產總值有顯著性影響;

[X3]（固定資產投資）參數[P]=0.0236，即在[α]=0.05的顯著性水平下，固定資產投資對長春市地區生產總值有顯著性影響。為確保結論正確，下面通過多重共線性的檢驗方法進行反證。

三、模型的檢驗與修正

（一）方差擴大（膨脹）因子法VTF

為了進一步了解是否存在多重共線性，接下來要做輔助回歸，將每個解釋變量分別作為被解釋變量都對其余的解釋變量進行輔助回歸，計算出方差擴大因子數值，進一步檢驗模型中引起多重共線性的解釋變量。

由結果可知，解釋變量的方差膨脹因子均小于10，因此解釋變量之間沒有多重共線性。

（二）自相關檢驗

為檢驗解釋變量間是否存在自相關問題，運用DW檢驗方法進行檢驗。

DW=0.508，因樣本容量N=17，解釋變量個數K=3，可得[dl]=0.897，[du]=1.710，DW<[dl]，模型存在正自相關。

（三）自相關的補救

用廣義差分法—科克倫—奧科特迭代法進行自相關修正。

因使用廣義差分數據樣本容量減少一個，為16個。查5%顯著水平DW統計表可知，[dl=0.857]，[du=1.728]，模型中DW=0.9848，不在0—[dl]之間，即在5%顯著性水平下廣義差分法模型中已無自相關。

（四）消除自相關后參數估計值

廣義差分法補救自相關問題反映了模型的最終形式。[X1、X2、X3]的[t]檢驗均通過。[F]統計量=8817.733，檢驗通過，修正的擬合優度量為0.999575，擬合程度很好。最終得到模型：

[YT=-121619.9+32.79654X1+0.291223X2+2241.320X3]

[T=（-3.546630）（42.46808）（4.389617）（2.733850）]

[R2=0.999688R2=0.999575F=8817.733DW=0.984792]

修正后的多元線性回歸模型中居民消費價格指數、進出口總額、固定資產投資對長春市生產總值有顯著性影響。在其他變量保持不變的情況下，居民消費價格指數每增加1%，長春市地區生產總值平均提高32.79654百萬元;進出口總額每增加1億元，地區生產總值平均提高0.291223億元;固定資產投資每增加1單位，地區生產總值平均提高2241.320元。

四、對策與建議

（一）推動經濟結構優化升級，加快轉變經濟發展方式

居民消費水平對地區生產總值有拉動作用，提高居民消費水平勢在必行。政府應進一步出臺惠民政策，進一步提高長春市地區生產總值。

（二）加大進出口貿易投入力度

對于已開展跨國貿易的企業應適當給予鼓勵，但主要著手點還應放在發展勢頭很好但仍沒走到世界貿易中的企業，進一步推動長春市經濟的增長。

（三）改善宏觀資本結構，發展創業投資、成長型企業融資服務的多層次資本市場

加大高新技術領域的投入，改善靠固定投資來拉動經濟增長的模式，從而提高全市資本形成率，提升對長春市經濟增長的貢獻率。

參考文獻：

[1]萬潔潔.影響經濟增長的經濟因素分析[J].現代商貿工業，2013（17）：16-17.

[2]彭莉莎，彭麗娟.重慶市單位經濟發展能耗的影響因素分析[J].經營管理者，2014：139-140.

[3]吳金香.影響經濟增長的經濟因素因子分析[J].商場現代化，2015，803（28）：224-225.

[4]王威威.基于多元回歸模型的我國經濟增長的影響因素分析[J].中國集體經濟，2016，485（09）：60-61.

[5]劉麗華，劉堯.基于回歸分析的經濟發展速度影響因素研究[J].經濟研究導刊，2013（07）：15-16+48.

作者簡介：

黨楊（1982-? ），女，吉林大學經濟學博士，院長，教授，研究方向：區域經濟學;

刁卓（1993-? ），女，延邊大學經濟學碩士，講師，研究方向：產業經濟學;

于夢雪（1997-? ），女，長春財經學院經濟學院經濟專業2016級在校生。