社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、貨物出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的實(shí)證分析

崔祿健 賀堅(jiān)峰 馬盼盼

【摘 要】中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期以來都處于高速發(fā)展的階段，是世界經(jīng)濟(jì)史上不曾有過的奇跡。持續(xù)增長(zhǎng)的高投資與對(duì)外貿(mào)易，成為解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡的解釋之一。本文利用2005-2016年的數(shù)據(jù)，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)與貨物出口都可以很好的解釋GDP的增長(zhǎng)，同時(shí)貨物出口總額對(duì)GDP的影響大于固定資產(chǎn)投資總額對(duì)GDP的影響。

【關(guān)鍵詞】固定資產(chǎn)投資；貨物出口總額；回歸分析

1.緒論

中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)的奇跡，是世界經(jīng)濟(jì)史上從未有過的，因此對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行解釋，對(duì)諸多發(fā)展中國(guó)家實(shí)現(xiàn)新的增長(zhǎng)奇跡，有著不可忽視的作用。投資，出口，消費(fèi)是拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ渲邢M(fèi)，在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中并不顯著，因此本文，只考慮投資、出口兩個(gè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。GDP作為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要指標(biāo)，能夠在很大程度上體現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的發(fā)展趨勢(shì)。盡管，近些年來，諸多研究開始批判中國(guó)以GDP作為唯一衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，但是，不可否認(rèn)，GDP總是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的最佳指標(biāo)。

中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中的數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)的固定資產(chǎn)投資與GDP的增長(zhǎng)都在逐年增長(zhǎng)，但是貨物出口總額卻在會(huì)出現(xiàn)偶爾的回落現(xiàn)象。中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力來源，本文只針對(duì)固定資產(chǎn)投資、貨物出口總額兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量。但是過度依賴固定資產(chǎn)投資，很容易導(dǎo)致通貨膨脹、市場(chǎng)失靈等諸多市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的出現(xiàn)，同時(shí)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貿(mào)易的依存度過高，也會(huì)影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

2.理論假設(shè)

本文以中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為研究背景，引入中國(guó)固定資產(chǎn)投資總額、貨物出口總額和中國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值這三者變量，并且以生產(chǎn)總值作為因變量，固定資產(chǎn)投資總額、貨物出口總額作為自變量。分別對(duì)變量進(jìn)行異方差檢驗(yàn)（懷特檢驗(yàn)）、序列相關(guān)性檢驗(yàn)（DW檢驗(yàn)）、多重共線性與隨機(jī)解釋變量等檢驗(yàn)，以驗(yàn)證假設(shè)的正確性，并對(duì)假設(shè)的誤差進(jìn)行相關(guān)的修正，將變量之間的計(jì)算誤差縮減到最小。本文將在實(shí)證部分利用模型和統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)假設(shè)的理論模型進(jìn)行檢驗(yàn)

3.實(shí)證分析

3.1變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文通過對(duì)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒上的數(shù)據(jù)分析，最終選取2005-2016年，共12組數(shù)據(jù)。國(guó)民生產(chǎn)總值，是年度數(shù)據(jù)，固定資產(chǎn)投資與貨物出口總額也是年度數(shù)據(jù)。根據(jù)實(shí)際情況，對(duì)變量的選取進(jìn)行分析，2005年之前的固定資產(chǎn)投資總額與之后的統(tǒng)計(jì)口徑出現(xiàn)差異，且年份為每五年一統(tǒng)計(jì)，因此，數(shù)據(jù)無法應(yīng)用分析當(dāng)中，所以本文選取2005年之后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證研究。

本文所選取的數(shù)據(jù)均來自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，所選用的年鑒數(shù)據(jù)時(shí)間為2005年-2016年。

3.2統(tǒng)計(jì)描述

為方便實(shí)證分析的模型建立與實(shí)際操作，設(shè)立以下縮寫，代表變量的實(shí)際含義：

GDP：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

TFA：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額

TEG：貨物出口總額

首先對(duì)12組數(shù)據(jù)進(jìn)行直觀的分析，如圖1

圖1中1-12分別表示2005-2016年的數(shù)據(jù)，從圖中可以看出，隨著年份的不斷增長(zhǎng)，GDP與TFA，保持著持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)趨勢(shì)，但是TEG則在不同年份出現(xiàn)過回落的現(xiàn)象，因此，判定TEG與GDP增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)性不大，同時(shí)TFA與GDP同步保持較快穩(wěn)定的增長(zhǎng)。

從數(shù)據(jù)上考慮，固定資產(chǎn)的年增長(zhǎng)率與GDP的年增長(zhǎng)率呈現(xiàn)穩(wěn)定同趨勢(shì)的增長(zhǎng)，受到外部投資環(huán)境影響，并且從圖1中可看出數(shù)據(jù)在增長(zhǎng)的過程中，固定資產(chǎn)總額與GDP之間總是存在大體相等的差額。其次，貨物出口總額與GDP之間的關(guān)系，從數(shù)據(jù)上看并沒有呈現(xiàn)同步穩(wěn)定的發(fā)展趨勢(shì)，多數(shù)情況下。兩者之間并無關(guān)聯(lián)性。

3.3模型建立與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

建立一個(gè)多元回歸模型：GDP=C+β1TFA+β2TEG+μ

利用統(tǒng)計(jì)軟件作出回歸分析，結(jié)果如圖2

對(duì)上述的回歸結(jié)果進(jìn)行分析，得出下列方程：

GDP=22131.16+0.8053TFA+1.5860TEG+μ

（0.7771） （12.7722） （3.8811）

R2=0.9950 F=909.81 DW=0.7617

設(shè)置置信區(qū)間為0.05

（1）首先，利用F檢驗(yàn)考察GDP與變量之間的整體關(guān)系，

我們得出其自由度為（2，10），查表可知結(jié)果F值為4.10，回歸結(jié)果中909.81>4.10，因此可以證明GDP與考察的TFA，TEG之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。

（2）其次，利用t檢驗(yàn)考察各變量與GDP之間的關(guān)系

查表，我們可以得出t0.05（12-2-1=9）=1.833，因此1.833<12.7722，

1.833<3.8811，因此，得出TFA與GDP之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，且TEG與GDP之間也存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

最后R2=0.9950接近于1，所以該方程基本成立

通過對(duì)回歸分析結(jié)果的基本分析，可以確定該方程初步成立，接下來進(jìn)行對(duì)模型基本假設(shè)進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，并對(duì)檢驗(yàn)進(jìn)行修正，對(duì)最終的方程結(jié)果進(jìn)行修正，得出結(jié)論

3.3.1異方差檢驗(yàn)

利用懷特檢驗(yàn)的方法，進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果如圖3：

懷特檢驗(yàn)結(jié)果顯示，該方程存在一定誤差，因此依據(jù)懷特檢驗(yàn)的相關(guān)修正方法，對(duì)其進(jìn)行修正，修正結(jié)果如圖4：

3.3.2序列相關(guān)性檢驗(yàn)

圖中折現(xiàn)圖示，分別表示殘差，實(shí)際，擬合值。從圖5中可以看出，三組變量之間的殘差與實(shí)際值，保持高度的一致，但是擬合值卻出現(xiàn)較大的差異性，因此三組數(shù)據(jù)之間的序列相關(guān)性存在正自相關(guān)性，為保證檢驗(yàn)結(jié)果，繼續(xù)對(duì)序列相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，采取可靠性更高的檢驗(yàn)方法，即DW檢驗(yàn)法。

利用DW檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)：據(jù)回歸結(jié)果DW的值為0.7617，給定α的值為0.05，k為2，n為12，查DW表，dL=0.812，dU=1.579得出0<0.7617<0 .812，因此判定該方程中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在正自相關(guān)。存在自相關(guān)性，但是為防止有可能出現(xiàn)的方程誤差性，依然需要對(duì)方程進(jìn)行修正。采用迭代法進(jìn)行修正。

對(duì)DW檢驗(yàn)后的結(jié)果進(jìn)行進(jìn)行修正：

首先對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，利用科克倫-奧科特（Cochrane-Orcutt）迭代法。最終數(shù)據(jù)，我們進(jìn)行兩次迭代，結(jié)果如下圖6-圖7：

該修正結(jié)果顯示，迭代過后的DW值為2.4530，取α=0.05，則DW>dU，表明廣義差分法模型已不存在序列相關(guān)性。

3.3.3多重共線性檢驗(yàn)

因?yàn)橹挥袃蓚€(gè)變量，所以使用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行判斷，求出TFA與TEG之間的相關(guān)系數(shù)，求出結(jié)果如下圖8：

TEG=66307.87+0.1424TFA

相關(guān)系數(shù)r=0.1424遠(yuǎn)小于1，因此該方程TFA與TEG之間不存在多重相關(guān)性

3.3.4隨機(jī)解釋變量

考察GDP與TFA、TEG之間存在相互影響的關(guān)系，較容易判斷出TFA、TEG與μ之間存在同期相關(guān)。利用TFAt-1與TEGt-1作為工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖9：

圖9 隨機(jī)解釋變量之間的回歸分析結(jié)果

該回歸結(jié)果顯示，隨機(jī)解釋變量之間不存在解釋變量之間的相關(guān)性，因此GDP與社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額與出口貨物總額之間不存在較為顯著的相互影響關(guān)系。

3.4方程結(jié)果修正

全部檢驗(yàn)及修正就此完成，對(duì)該方程進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋：

GDP=22131.16+0.8053TFA+1.5860TEG+μ

（0.7771） （12.7722） （3.8811）

R2=0.9950 F=909.81 DW=0.7617

從回歸結(jié)果分析，方程的R2很高，說明全社會(huì)固定資產(chǎn)總額與貨物出口總額能夠很好地解釋GDP。

該模型中，全社會(huì)固定資產(chǎn)總額對(duì)GDP的影響系數(shù)約為0.8，貨物出口總額對(duì)GDP的影響系數(shù)約為1.6。說明貨物出口總額對(duì)GDP的影響要大于社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響。

從上述的各項(xiàng)檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，該方程還存在一定的缺陷，可以經(jīng)由修正予以改正，不影響總體的方程成立。

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