我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的分析

黃廣靈 陸欣欣 黃競(jìng)業(yè) 黃海濤 黃嘉杰

[摘 要] 隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展提檔換速，探索經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素便很有必要，而GDP，是衡量一個(gè)國(guó)家或者一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)。文章旨在探究我國(guó)GDP的影響因素，主要是從宏觀經(jīng)濟(jì)的角度結(jié)合我國(guó)股市行情選取了1994-2018年我國(guó)的股市總成交額、財(cái)政支出、進(jìn)出口貿(mào)易總額、CPI這四個(gè)因素的歷史數(shù)據(jù)，通過(guò)Eviews軟件建立多元線性回歸模型，根據(jù)模型得出結(jié)論，并提出合理化建議。

[關(guān)鍵詞] GDP;宏觀經(jīng)濟(jì)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(guó)的經(jīng)濟(jì)在改革開放以來(lái)的40多年里不斷地發(fā)展，取得了舉世矚目的成就。在中國(guó)的國(guó)情和國(guó)際環(huán)境日新月異背景下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)在蓬勃發(fā)展的同時(shí)也受到許多因素的影響。在新的發(fā)展時(shí)期，研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素，便顯得尤為重要。

國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展與股市發(fā)展之間的關(guān)系一直都是學(xué)術(shù)界所關(guān)注的經(jīng)典問(wèn)題。我國(guó)作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，在金融市場(chǎng)發(fā)展初期，股市顯然不具有經(jīng)濟(jì)“晴雨表”的作用。但在過(guò)去的十多年中，我國(guó)股票市場(chǎng)不斷發(fā)展，如今股票市場(chǎng)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中已占有舉足輕重的地位，它不僅反映經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，更為重要的是它可以推動(dòng)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新時(shí)期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)開始轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長(zhǎng)的大背景下，對(duì)于國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展與股市發(fā)展的關(guān)系的研究具有突出的理論與實(shí)踐意義。

文獻(xiàn)綜述

談儒勇（1999）[1]采用我國(guó)銀行和股市數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證研究，實(shí)證結(jié)果表明中國(guó)的銀行與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正的相關(guān)關(guān)系，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而股市的發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系微弱，從而得出中國(guó)的股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不明顯甚至是負(fù)影響的結(jié)論;周鋒在《我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響——基于深圳股市數(shù)據(jù)的協(xié)整分析》（2010）[2]中認(rèn)為股票市場(chǎng)發(fā)展能促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，股票市場(chǎng)成交總額的增加促進(jìn)了資本的集中，股票市場(chǎng)中資金和信息的流動(dòng)直接形成了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉;馬章良在《中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的影響分析》（2012）[3]中認(rèn)為雖然中國(guó)GDP與進(jìn)、出口之間是非平穩(wěn)的， 但長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系說(shuō)明三者之間存在內(nèi)在的穩(wěn)定機(jī)制。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口之間是正相關(guān)的關(guān)系， 出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用， 進(jìn)口是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是影響進(jìn)口的原因;陳默在《我國(guó)國(guó)債、政府支出對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究》（2014）[4]中指出政府財(cái)政支出對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著持續(xù)的正向拉動(dòng)作用，政府財(cái)政支出的凱恩斯效應(yīng)在我國(guó)得到了驗(yàn)證;游鴻在《金融發(fā)展的宏觀經(jīng)濟(jì)影響：經(jīng)濟(jì)金融化視角》（2017）[5]中通過(guò)許多實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間沒有穩(wěn)健顯著性正相關(guān)關(guān)系，在一些情形下，他們甚至呈現(xiàn)倒U或者負(fù)相關(guān)關(guān)系，原因在于過(guò)度的金融發(fā)展吸引了大量高素質(zhì)勞動(dòng)力，不利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);啟迪在《股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的比較研究——以中國(guó)、美國(guó)與南非為例》（2017）[6]中通過(guò)大量的實(shí)證分析表明美國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與股票市場(chǎng)的發(fā)展存在相互促進(jìn)的作用，但中國(guó)的股票市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不具備明確的相關(guān)性，具有特殊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。

模型設(shè)定

3.1解釋變量與被解釋變量

根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論、中國(guó)股市以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀，選取以下變量：

選擇GDP（Y）來(lái)反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以此作為模型的被解釋變量;而對(duì)于解釋變量，我們選取股市總成交額（X1）反映我國(guó)股市的發(fā)展，選取政府財(cái)政支出（X2）、進(jìn)出口貿(mào)易總額（X3）、CPI（X4）作為宏觀經(jīng)濟(jì)因素。

具體數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒1994年至2018年各變量的年度數(shù)據(jù)。

3.2模型的確定

由各解釋變量與被解釋變量之間的散點(diǎn)圖可以看出，除了CPI（X4），GDP（Y）與股市總成交額（X1）、政府財(cái)政支出（X2）、進(jìn)出口貿(mào)易總額（X3）三者都有著較為明顯的線性相關(guān)關(guān)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(yùn)用OLS法建立模型得：

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

經(jīng)過(guò)對(duì)模型的簡(jiǎn)單分析表明，該模型擬合較好，方程的整體顯著性較高，但個(gè)別變量不顯著，以下將對(duì)通過(guò)Eviews模型進(jìn)行詳細(xì)分析。

模型的檢驗(yàn)與修正

4.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由經(jīng)濟(jì)分析可知，GDP（Y）與政府財(cái)政支出（X2）、進(jìn)出口貿(mào)易總額（X3）存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)意義，GDP（Y）與股市總成交額（X1）和CPI（X4）成負(fù)相關(guān)，但不一定與經(jīng)濟(jì)意義相悖，例如當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢，則國(guó)民收入增長(zhǎng)緩慢，社會(huì)需求減少，從而使得產(chǎn)品價(jià)格下降，CPI降低。

4.2統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

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(jié)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(cái)政支出（X2）、進(jìn)出口貿(mào)易總額（X3）均通過(guò)顯著性水平為5%的t檢驗(yàn)，CPI（X4）未通過(guò)t檢驗(yàn)，故該模型可能存在多重共線性。F統(tǒng)計(jì)量的臨界值為2.87，該模型的F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，所以模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。

4.3模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)該模型進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，首先對(duì)模型3進(jìn)行檢驗(yàn)，其t統(tǒng)計(jì)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(shè)，停止檢驗(yàn)，所以該模型是平穩(wěn)序列，極大程度可以證明該回歸不存在虛假回歸，可進(jìn)行計(jì)量模型的回歸檢驗(yàn)。

4.4多重共線性檢驗(yàn)

4.4.1相關(guān)系數(shù)矩陣

由表1可知：X1與X2，X1與X3，X2與X3都存在較強(qiáng)的相關(guān)性，所以對(duì)該模型進(jìn)行逐步回歸消除多重共線性。

4.4.2找出最簡(jiǎn)單的回歸形式

分別作Y關(guān)于X1、X2、X3、X4的回歸，發(fā)現(xiàn)Y關(guān)于X2的回歸具有最大的可決系數(shù)：

Y=48938.74+0.038297X_2

（9.755714）? ?（76.74550）

R^2= 0.996110? ?（R^2 ） ? = 0.995941

可見，GDP（Y）受財(cái)政支出（X2）的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)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(dǎo)入上述的初始回歸模型，尋找最佳回歸方程，如表2所示。

結(jié)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(shù)符號(hào)合理，變量也通過(guò)了顯著性水平為5%的t檢驗(yàn);

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

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

因此，最終的模型應(yīng)以Y = f（X2，X1，X3）最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：

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

4.5鄒氏穩(wěn)定性檢驗(yàn)

將數(shù)據(jù)分為1994年～2006年和2007年～2018年兩個(gè)時(shí)間段，并分別對(duì)兩個(gè)時(shí)間段數(shù)據(jù)進(jìn)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(jié)合首次回歸的殘差平方和RSSR = 148000000

根據(jù)鄒氏穩(wěn)定性檢驗(yàn)的方法構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平下的臨界值，因此接受參數(shù)穩(wěn)定的前提假設(shè)條件，通過(guò)鄒氏參數(shù)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)不存在結(jié)構(gòu)性差異。

4.6異方差性檢驗(yàn)

4.6.1異方差的檢驗(yàn)

對(duì)原模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，此時(shí)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(quán)數(shù)變量，對(duì)模型進(jìn)行加權(quán)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(shù)（R^2 ） ? = 0.999755較原模型有所提高，所以進(jìn)行加權(quán)最小二乘修正之后的模型擬合度增加，同時(shí)各解釋變量的t檢驗(yàn)值均較為顯著，故表明該模型的解釋能力增強(qiáng)。

4.7自相關(guān)性檢驗(yàn)

4.7.1對(duì)該模型進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

由ACF值存在拖尾特征和PACF值存在截尾特征，且Q統(tǒng)計(jì)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(shè)“不存在自相關(guān)性”，可知該模型存在一階自相關(guān)。

4.7.2 LM檢驗(yàn)

接著我們?cè)賹?duì)模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)，設(shè)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(guān)性，接下來(lái)將通過(guò)廣義差分法進(jìn)行該模型自相關(guān)性的修正。

4.7.3廣義差分修正

此時(shí)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(jié)

5.1模型的分析與解釋

在選擇的四個(gè)解釋變量中，股市總成交額、政府財(cái)政支出、進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)GDP的影響較為顯著，同時(shí)排除了沒有通過(guò)t檢驗(yàn)和顯著性檢驗(yàn)的CPI這一解釋變量。

通過(guò)最終的回歸模型函數(shù)表達(dá)式可以得到：政府財(cái)政支出與GDP呈正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)槲覈?guó)在公共事業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面需求還很大，政府財(cái)政支出在基礎(chǔ)設(shè)施、文教科衛(wèi)等方面有一定的投入需要，尤其是需要加大對(duì)社會(huì)文教費(fèi)用的支出。社會(huì)文教的發(fā)展能夠不斷地培養(yǎng)人才，滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人才需求，加大對(duì)社會(huì)文教方面的財(cái)政投入，能夠充分發(fā)揮其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期促進(jìn)作用，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著極其積極的作用。

進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP呈正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)全球化階段，尤其是在進(jìn)入世貿(mào)組織之后，在貿(mào)易方面不斷對(duì)外開放的同時(shí)，吸引了大批投資者，進(jìn)出口貿(mào)易總額不斷增加，故我國(guó)GDP也呈逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)，不斷促進(jìn)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在如今經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)一步發(fā)展的時(shí)代背景下，我國(guó)應(yīng)緊緊抓住這個(gè)發(fā)展機(jī)遇，深入貫徹落實(shí)改革開放政策，并進(jìn)一步擴(kuò)大開放程度，建立自由貿(mào)易區(qū)，積極參與全球化進(jìn)程，減小貿(mào)易壁壘，增大資金吸引力，從而提高進(jìn)出口貿(mào)易額，進(jìn)而促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)。

股市總成交額與GDP有著較為弱勢(shì)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在慣性思維里，通常會(huì)認(rèn)為股市的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)橘Y金的不斷流通和價(jià)格的上漲都對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著一定的積極作用，而本模型最后的結(jié)論中股市的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系的，首先我國(guó)股市的成立時(shí)間不長(zhǎng)，還有待完善的地方，其次，股票交易行為和股票價(jià)格不僅受經(jīng)濟(jì)因素的影響，而且還受到其他非經(jīng)濟(jì)因素的影響，有時(shí)后者的影響程度甚至高過(guò)于前者。我國(guó)股票市場(chǎng)規(guī)范化程度還不夠高，投資者情緒波動(dòng)較大，市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)制還不完善，這些對(duì)股市的發(fā)展均產(chǎn)生了不可忽略的影響，這也讓其成為導(dǎo)致股市發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展這種特殊的關(guān)系的可能因素;另外，上市公司從股票上市到把從股票市場(chǎng)上籌措來(lái)的資金投向指定的項(xiàng)目并獲利可能需要長(zhǎng)于1年的時(shí)間，所以在短期內(nèi)便不能把股市發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用顯示出來(lái)，存在一定的滯后期。對(duì)此應(yīng)該建立健全市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)制，進(jìn)一步規(guī)范股票市場(chǎng)交易規(guī)則，加強(qiáng)股市風(fēng)險(xiǎn)教育，減小非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)股市發(fā)展的影響，讓其由制約因素變?yōu)榇龠M(jìn)因素，完善金融支持實(shí)體、實(shí)體促進(jìn)金融的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，進(jìn)而讓股市與經(jīng)濟(jì)同步發(fā)展。

5.2局限性和改進(jìn)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(guān)變量的年度數(shù)據(jù)，其樣本容量有限，構(gòu)造的模型反映了樣本變化趨勢(shì)，但是對(duì)總體變量的分析以及對(duì)未來(lái)的預(yù)測(cè)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(cái)政支出、進(jìn)出口貿(mào)易總額和CPI，而對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素不僅僅局限于此，股市發(fā)展的指標(biāo)選取也較為單一;

第三，理論基礎(chǔ)不足。本文的理論基礎(chǔ)較為簡(jiǎn)單，僅僅是以外部環(huán)境因素進(jìn)行宏觀分析，而以股市總成交額來(lái)反映股市發(fā)展是比較片面的，說(shuō)服力不足，沒有進(jìn)行更為深入的技術(shù)分析，因而導(dǎo)致其與變化趨勢(shì)存在一定的誤差。

改進(jìn)方向：擴(kuò)大樣本容量，可改成季度的數(shù)據(jù)，進(jìn)行更為詳細(xì)的分析，增加解釋變量的個(gè)數(shù)，從宏觀因素、微觀因素和行業(yè)市場(chǎng)因素等多角度對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行分析，加強(qiáng)理論學(xué)習(xí)，用更深入復(fù)雜的理論來(lái)為模型奠定基礎(chǔ)。

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[作者簡(jiǎn)介]黃廣靈（1999-），男，漢族，廣東梅州人，就讀于廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)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(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，研究方向：金融工程;黃競(jìng)業(yè)（1999-），男，漢族，廣東河源人，就讀于廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)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(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)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(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，研究方向：金融工程。