我國GDP影響因素分析
——基于多元回歸分析模型

謝正新 北京建筑大學城市經濟與管理學院

一、引言

保持經濟快速健康穩(wěn)定增長是各個國家不懈追求的目標，中國的經濟發(fā)展在過去四十多年取得了舉世矚目的成就，也暴露出不少問題，如環(huán)境污染，資源利用效率不高，貧富差距擴大，科技競爭力不強等。2020年是中國“十三五”計劃的收官之年，在新冠肺炎疫情、國際金融海嘯、中美貿易摩擦等重大挑戰(zhàn)下，如何達得GDP預期目標，促進經濟高質量發(fā)展，對中國政府來說是個挑戰(zhàn)，因此進行影響我國GDP發(fā)展因素的相關研究，具有非常重要的意義。本文以多元回歸分析模型為基礎，進行實證分析，選取1996-2017年的社會最終消費總額，出口總額和固定資產投資總額三個指標數(shù)據(jù)，利用Eviews構建多元回歸分析模型，并進行多重共線性，異方差和序列相關性等計量檢驗，修正并得出擬合較好的多元回歸模型，對我國經濟快速健康增長具有重要的現(xiàn)實和政策意義。

二、文獻綜述

關于影響經濟增長的因素，古往今來一直有大量學者在不斷探究。通常以經濟增長為被解釋變量，不斷發(fā)現(xiàn)研究影響經濟增長的因素，目前學術界普遍認為二十世紀四十年代出現(xiàn)的Harrod-Domar模型，是經濟學正式形成理論體系的標志。目前成熟的經濟學理論中有三種經濟增長理論，即Harrod-Domar模型，Solow增長模型和內生增長模型。自二十世紀八十年代起，大量的學者和機構對中國經濟增長的影響因素做了定量分析。國內相關學者主要從兩個視角進行研究，區(qū)域視角和整體視角。區(qū)域視角如郭金銘和袁天風（2020）以地理加權回歸模型為基礎，用GIS空間分析的方法對四川省人均GDP影響因素進行研究[1]。汪程斌，李群蘭（2020；2019）分別以多元回歸模型對河南省和廣西壯族自治區(qū)經濟發(fā)展的影響因素進行研究[2-3]。至于整體視角，則是特指從國家整體出發(fā)。王雅文，汪偉舵等(2018)在對中國GDP影響因素研究中得出出口，消費，投資和就業(yè)人數(shù)有積極的影響作用[4]。本文是以促進經濟增長三駕馬車的三要素為基礎進行定量分析。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）指標與模型

衡量經濟增長的影響因素從具體實證分析來看，可以分為指標法和模型法。指標法無法估計各因素對經濟增長的確切數(shù)字，適用于微觀經濟研究。一個良好的模型能夠得出影響作用的具體數(shù)值。消費，出口，投資并稱促進經濟增長的三架馬車，是影響國內生產總值的重要因素，綜上考慮，所以本文在參考相關文獻的基礎上選取1996-2017各年的國內生產總值GDP(Y)，社會最終消費總額（X1）,出口總額（X2）和固定資產投資總額（X3）為指標構建多元回歸分析模型，如下：

其中Y代表GDP，X1代表社會最終消費總額，X2代表出口總額，X3代表固定資產投資總額，代表誤差項。

（二）數(shù)據(jù)

本文通過相關年份統(tǒng)計年鑒，選取1996-2017年的社會最終消費總額，出口總額和固定資產投資總額三個指標數(shù)據(jù)，并進行平減處理之后得到相關數(shù)據(jù)。

四、多元回歸分析及檢驗

利用Eviews最小二乘法估計回歸系數(shù)，結果如表1所示。

表1

經Eviews軟件回歸，得回歸方程為：

（一）經濟學理論檢驗

由經濟學理論可知，社會最終消費總額（X1）,出口總額（X2）和固定資產投資總額（X3）均對GDP(Y)的增長起到拉動作用，解釋變量回歸系數(shù)均為正，與預期符號相符，故模型通過經濟學理論檢驗。

（二）統(tǒng)計學檢驗

由表1可知，模型判定系數(shù)R2=0.9985，調整后的判定系數(shù)R2=0.9983，表明模型擬合較好，社會最終消費總額（X1）,出口總額（X2）和固定資產投資總額（X3）對GDP(Y)的增長能夠起到99.8%的解釋作用。F=4085.735，對應p值小于0.05且。所以模型通過F檢驗，表明模型整體顯著，整體擬合較好。最后進行t檢驗，均小于解釋變量回歸系數(shù)估計值且對應p值均小于0.05，說明社會最終消費總額（X1）,出口總額（X2）和固定資產投資總額（X3）對應回歸系數(shù)均通過t檢驗。

（三）計量經濟學檢驗

1.多重共線性檢驗

用解釋變量間的相關系數(shù)進行多重共線性檢驗，利用Eviews軟件計算各解釋變量間的相關系數(shù)矩陣得：

表2

由表2相關系數(shù)矩陣可知，各變量之間均存在嚴重的多重共線性。用逐步回歸法分別對X1，X2，X3做一元回歸，結果如下：

表3

由表3可知，X1對應的R2最高，所以將以X1為基礎，逐步加入X2和X3,結果見下表：

表4

由表4可知，以X1和X2作二元回歸時，X2所對應回歸系數(shù)不符合經濟理論且不能通過t檢驗，故剔除X2。

所以消除多重共線性后的多元回歸模型為：

2.異方差性檢驗

對模型進行異方差性檢驗的方法包括圖示法，帕克檢驗，戈里瑟檢驗，戈得菲爾德-匡特檢驗，布魯爾什-培甘檢驗和懷特檢驗。本文主要利用Eviews中的懷特檢驗來檢驗模型的異方差性。具體操作結果如下表：

表5

3.序列相關性檢驗

對模型進行序列相關性檢驗的方法主要包括圖示法，DW檢驗，LM檢驗。本文主要采用Eviews中的拉格朗日乘數(shù)檢驗（LM檢驗），具體操作結果如下：

表6

表7

由Eviews操作結果可知，當引入誤差項滯后一階回歸時，序列相關性消除。當引入誤差項滯后二階回歸時，雖然序列相關性也消除了，但是AR（2）沒有通過顯著性檢驗，所以只需進行一階差分變換就可以了。估計出ρ的值為0.6540，由Eviews操作結果可得消除序列相關性的一階廣義差分方程為：

其中Y1=Y-0.6540＊Y(-1)

Z1=X1-0.6540＊X1(-1)

Z3=X3-0.6540＊X3(-1)

五、結論

由多元回歸模型可知，社會最終消費總額（X1）和固定資產投資總額（X3）對GDP(Y)具有積極的推動作用。

一方面，消費逐漸成為拉動經濟增長的領頭羊，消費對經濟增長的作用越來約明顯。中國有著世界最大的市場，內需具有廣闊的前景，所以國家還要加強科技投入，提高產品質量，鼓勵創(chuàng)新，不斷推進供給側結構改革，吸引消費，這也與目前國家倡導的“雙循環(huán)”政策所呼應。對于固定資產投資，應加強新型基礎設施建設（即“新基建”）。