宋嘉　閆三虎　張懷志　顏飛

[摘要]本文選取影響我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的三個因素，即外商直接投資、凈出口、政府購買，建立線性計量回歸模型，分析它們與GDP之間的數(shù)量關(guān)系，并對模型進行檢驗，從而能夠?qū)ξ覈?jīng)濟發(fā)展提供一定的指導(dǎo)性建議。

[關(guān)鍵詞]國內(nèi)生產(chǎn)總值 外商直接投資 凈出口 政府購買 模型 經(jīng)濟

一、引言：

GDP即國內(nèi)生產(chǎn)總值是指在一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值，常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)，更可以反映一國的國力與財富。在經(jīng)濟學(xué)中，常用GDP來做為衡量該國或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展綜合水平通用的指標(biāo)，這也是目前各個國家和地區(qū)常采用的衡量手段。GDP是宏觀經(jīng)濟中最受關(guān)注的經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)字，因此它被認為是衡量國民經(jīng)濟發(fā)展情況最重要的一個指標(biāo)。

一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值共有四個不同的組成部分，其中包括消費、私人投資、政府支出和凈出口額。用公式表示為：GDP = CA + I + CB + X 式中：CA為消費、I為私人投資、 CB為政府支出、X為凈出口額。

影響GDP的因素很多。消費水平的提高能夠通過乘數(shù)效應(yīng)，提高極大地帶動經(jīng)濟的增長；但消費水平與邊際消費傾向和收入之間存在線性關(guān)系，由于邊際消費傾向在短期內(nèi)可以認為是固定的，因此，消費水平在某一時期是由收入水平即經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定的。

因此，本文研究影響經(jīng)濟發(fā)展的因素時，旨在分析外商直接投資、凈出口、政府支出對GDP的實證影響。

本文以1985年～2007年國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資、凈出口、政府支出數(shù)據(jù)為樣本，利用Eviews軟件進行回歸分析，研究國內(nèi)生產(chǎn)總值與外商直接投資、凈出口、政府購買之間的關(guān)系，并對回歸模型進行分析、檢驗。

二、外商直接投資、凈出口、政府購買與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)性分析

選取時間范圍為1985-2007年的數(shù)據(jù)，然后創(chuàng)建四個序列對象，分別命名為GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、x1（外商直接投資）、x2（凈出口）、x3（政府支出）。

運用Eviews軟件對多元線性回歸模型進行分析。

做出GDP與x1、x2 、x3 之間的散點圖：

從圖1可以看出，GDP與x1、x2、x3之間存在顯著的線性關(guān)系。

因此，可以假設(shè)GDP=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui

運用最小二乘法進行分析，如下表所示：

1.對模型進行統(tǒng)計檢驗：

（1）擬合優(yōu)度檢驗

由表可知，樣本可決系數(shù)為R-squared=0.997331，修正樣本可決系數(shù)為Adjusted R-squared=0.996910。說明估計的樣本回歸方程很好地擬合了樣本觀測值。

（2）F檢驗

由表可知F-statistic=2366.910。對于給定的顯著性水平α=0.05，可以查出F0.05（3，19）=3.13。因為F統(tǒng)計量的值F=2366.910>3.13，所以整體上該模型中被解釋變量與解釋變量之間存在顯著的線性關(guān)系，即我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與外商直接投資、凈出口、政府支出之間存在顯著的線性關(guān)系。

（3）t檢驗

可以查出，t0.025（n-k-1）= t0.025（19）=2.09。由上表可知，t0=1.828<2.09，t2=1.59<2.09，t1=12.24>2.09，t3=17.93>2.09。因此，常數(shù)項和X2系數(shù)不顯著，即凈出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值沒有顯著影響，在建立模型時，x2可以不作為解釋變量進入模型。

2.多重共線性分析：

計算x1、x3的兩兩相關(guān)系數(shù)，為0.863 ，解釋變量之間相關(guān)系數(shù)較高。為了檢驗和處理多重共線性，采用修正Frisch法。如下：

（1）對GDP分別關(guān)于x1、x3做最小二乘回歸，根據(jù)回歸結(jié)果，x3的擬合優(yōu)度比較高，是最重要的解釋變量。

（2）加入解釋變量x1，對GDP關(guān)于x1、x3作最小二乘回歸，得：

從表3可以看出，加入X1后，擬合優(yōu)度和修正后的擬合優(yōu)度均有所增加，并且沒有影響X3系數(shù)的顯著性，所以在模型中應(yīng)該保留x1。

綜上所述，得到GDP關(guān)于x1和x3的回歸方程，常數(shù)項不顯著，略去，得回歸方程：

3.異方差檢驗

選擇運用懷特檢驗進行異方差檢驗，如下表所示：

由表4可知，NR2=4.43，給定顯著性水平α=0.05，查表可得：χ2（k）= χ2（5）=11.07。NR2=4.43<11.07，所以該回歸模型中不存在異方差。

4.序列相關(guān)檢驗

（1）由表3可知，DW=1.01?；貧w方程解釋變量個數(shù)k=2，查表可得dL=1.17， dU=1.54，因而DW

（2）再對模型進行LM檢驗：

上面已經(jīng)檢驗到序列存在一階自相關(guān)，現(xiàn)設(shè)定滯后階數(shù)為2，則LM檢驗結(jié)果如下表所示：

表中的LM統(tǒng)計量顯示，在5%的顯著水平上，χ2（2）=5.99，NR2=Obs*R-squared=11.88>χ2（2）=5.99，因而存在二階序列相關(guān)性。

運用LM檢驗法依次增加滯后階數(shù)，當(dāng)滯后階數(shù)為8時，依然存在序列相關(guān)性。繼續(xù)增加階數(shù)到第9階，此時的檢驗結(jié)果如下：

在5%的顯著性水平上，χ2（9）=16.919，NR2=Obs*R-squared=16.44<χ2（9）=16.919，因此不存在9階序列相關(guān)性。

綜上所述，序列存在著8階序列相關(guān)，則不能用DW統(tǒng)計量估計自相關(guān)系數(shù)，采用科克蘭內(nèi)-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法進行修正，迭代兩次后的修正結(jié)果如下表所示：

從該表可以看出，經(jīng)過修正后的DW統(tǒng)計量為2.1，dL=1.17， dU=1.54，因而dU=1.54（5）模型評價：綜上所述，修改后的模型擬合優(yōu)度非常高，估計的樣本回歸方程很好的擬合了樣本觀測值。

修改后的GDP是關(guān)于x1和x3的回歸方程，其中常數(shù)項不顯著。略去常數(shù)項，得到回歸方程：

修改后的模型消除了多重共線性和自相關(guān)，不存在異方差，且總體上模型中被解釋變量與解釋變量之間線性關(guān)系顯著，解釋變量回歸系數(shù)亦顯著。

因此，修改后的模型能夠很好的反映樣本值及其估計值，無論是結(jié)構(gòu)分析、統(tǒng)計分析，都是比較好的。

三、模型的經(jīng)濟意義分析

從本文模型分析的GDP表達式可以知道，影響我國GDP的因素主要有兩個，即外商直接投資（X1）和政府支出（X3）。其中，外商直接投資是影響GDP的最主要的因素。每增加1億美元的外商直接投資，國內(nèi)生產(chǎn)總值就會相應(yīng)的增加84.261美元；每增加1億元政府支出，國內(nèi)生產(chǎn)總值會相應(yīng)的增加3.69億元。

因此，我國應(yīng)該把工作的重心放在加大引進外商投資的力度，積極吸引外資上面；同時相應(yīng)的提高政府支出。這樣才能帶動我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的快速增長，從而使經(jīng)濟能夠得到更快的發(fā)展。

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作者簡介：宋嘉（1988—），男（土家族），湖南湘西人。碩士研究生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟方面的研究。

國內(nèi)生產(chǎn)總值與外商直接投資、凈出口、政府購買之間計量分析