□文/ 宋慧潔

（西華師范大學(xué)國土資源學(xué)院 四川·南充）

一、數(shù)據(jù)選取及整理

本文的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)局，其樣本量為36（1978～2013年），選擇各年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值為被解釋變量，設(shè)為Y。因?yàn)橛绊慓DP 的因素很多，并不能在此進(jìn)行一一列舉和分析，因此本文根據(jù)筆者所讀文獻(xiàn)等方面對其進(jìn)行選擇解釋變量。用支出法核算GDP，也就是通過核算在一定時(shí)期內(nèi)整個(gè)社會購買最終產(chǎn)品的總支出即最終產(chǎn)品的總賣價(jià)來計(jì)量GDP。即一定時(shí)期內(nèi)整個(gè)社會的消費(fèi)、投資、購買及凈出口等方面的總和。其公式可表達(dá)為：GDP＝C＋I(xiàn)＋G＋（X－M），其中C 表示消費(fèi)；I 表示投資；G 表示購買；X 表示出口，M 表示進(jìn)口，（X－M）表示凈出口。因此，選擇的解釋變量為財(cái)政支出（X1）、全社會固定資產(chǎn)投資（X2）、城鄉(xiāng)儲蓄存款年底余額（X3）、進(jìn)出口總額（X4）、上期GDP（X5）以及居民消費(fèi)（X6）為解釋變量。

二、模型的建立

根據(jù)上述一定的被解釋變量（Y）和解釋變量（X1、X2、X3、X4、X5、X6），選用中國統(tǒng)計(jì)年鑒上的1978年到2013年的數(shù)據(jù)。將數(shù)據(jù)輸入EVIEWS 軟件，繪制出散點(diǎn)圖，通過散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)，被解釋變量Y 與上述5 種解釋變量存在一定的線性相關(guān)關(guān)系。故設(shè)定模型的方程式為：

上式中，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6 表示參數(shù)，Ut 表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過EVIEWS 軟件對其運(yùn)用OLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，即得到方程式為：

三、模型檢驗(yàn)

（一）經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。從上述模型方程式（1）中可以看出X2 的參數(shù)系數(shù)小于0，這表明隨著全社會固定資產(chǎn)投資的增加，GDP 反而減少，這是不符合實(shí)際的，因此不能通過經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)，故要把此解釋變量（X2）剔除。而X3 的系數(shù)也小于0，這表示隨著全國城鄉(xiāng)儲蓄存款年末余額的增加，GDP 不是增加，而是減少，說明過多的儲蓄也會減緩經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。這是符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的，故整體應(yīng)是剔除X2 這個(gè)變量。剔除該變量后再對其用OLS 法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到結(jié)果方程式為：

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1、擬合優(yōu)度：由上面的數(shù)據(jù)可以得到R2=0.999474，接近于1，故認(rèn)為該模型對樣本的擬合度較好。

2、F 檢驗(yàn)：針對H0=β1=β3=β4=β5=β6=0，給定顯著水平a=0.05，在F 分布表中可查出自由度為k-1=4 和n-k=31 的臨界值F（4，31）﹤F（4，32）=2.67。由上面的數(shù)據(jù)可以得到F=11408.11，且F=11408.11﹥F（4，32）=3.30﹥F（4，31），應(yīng)該拒絕原假設(shè)H0=β1=β3=β4=β5=β6=0，說明回歸方程顯著，即X1、X3、X4、X5、X6 解釋變量聯(lián)合起來確實(shí)對被解釋變量Y 有顯著影響。

3、t 檢驗(yàn)：針對βj=0（j=1，3，4，5，6），給定顯著水平a=0.05，查t 分布表的自由度為n-k=31，臨界值ta/2（n-k）介于t0.025（30）=2.042 和t0.025（40）=2.021 之間。有上面的數(shù)據(jù)可以得到，除常數(shù)項(xiàng)的t 檢驗(yàn)不顯著，X1、X3、X4、X5、X6 變量的系數(shù)很顯著。也就是說，在其他變量不變的情況下解釋變量X1、X3、X4、X5、X6 分別對被解釋變量Y 有顯著影響。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1、多重共線性檢驗(yàn)。應(yīng)用Eviews，選擇“QuickGroup StatisticsCorrelations”，在出現(xiàn)的對話框中輸入“Y X1 X2 X3 X4 X5 X6”，可得到Y(jié)、X1、X2、X3、X4、X5、X6 兩兩之間的相關(guān)系數(shù)，從表中可以看出，六個(gè)變量之間的兩兩相關(guān)系數(shù)都已經(jīng)嚴(yán)重超過了80%，表明存在嚴(yán)重的多重共線性。采用逐步回歸的方法，進(jìn)一步的檢驗(yàn)和消除多重共線性，結(jié)果如下：

表1

表2

由逐步回歸的輸出結(jié)果，剔除固定資產(chǎn)投資總量（X2）這一變量，得到回歸方程為：

由輸出結(jié)果可以看出變量的參數(shù)都通過了t 檢驗(yàn)，且保留X1、X3、X4、X5、X6 的模型擬合優(yōu)度最大，即X1、X3、X4、X5、X6 都對Y 有著重要影響，故全部保留。因此，最終模型應(yīng)為上述表達(dá)式，即方程式（2）。

2、異方差檢驗(yàn)。用EVIEWS 軟件進(jìn)行White 檢驗(yàn)，通過White 檢驗(yàn)的三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P 值判斷出，P 值全部小于0.005，即表示模型在5%的顯著性水平下存在異方差。（表1）

通過對數(shù)轉(zhuǎn)換來消除異方差。輸入命令LOG（Y）C LOG（X1）LOG（X3）LOG（X4）LOG（X5）LOG（X6）。再一次進(jìn)行懷特（WHITE）檢驗(yàn)，可以得出三個(gè)統(tǒng)計(jì)量的P 值都大于0.005，即表示模型在5%的顯著性水平下異方差不再存在。（表2）

3、序列相關(guān)性檢驗(yàn)。用D-W 檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，現(xiàn)在已知D.W.=0.935562，若給定a=0.05，經(jīng)查表得到臨界值dL=1.24，dU=1.73。因?yàn)镈.W.小于dL，表明模型存在正自相關(guān)性。通過迭代法來消除模型的正自相關(guān)性。輸入命令LOG（Y）C LOG（X1）LOG（X3）LOG（X4）LOG（X5）LOG（X6）AR（1）AR（2），得到新D.W.值，即1.836996。因D.W.=1.836996＞dU=1.73，又D.W.＜4-dU=2.27，說明模型已克服了自相關(guān)性。

四、結(jié)論及分析

從模型可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值主要取決于財(cái)政支出、城鄉(xiāng)年末儲蓄存款余額、進(jìn)出口總額、上期國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)五個(gè)因素，除城鄉(xiāng)年末儲蓄存款余額與GDP 呈負(fù)向關(guān)系外，其余四個(gè)因素與GDP呈正向關(guān)系。其中這些因素的系數(shù)表示彈性，即在其他因素保持不變的情況下，財(cái)政支出每增加1%，GDP 增加1.001981%；城鄉(xiāng)年末儲蓄存款余額每增加1%，GDP 減少0.315525%；進(jìn)出口總額每增加1%，GDP 增加0.428275%；上期國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1%，GDP 將增加0.527488%；居民消費(fèi)每增加1%，GDP 將增加0.908704%。

因此，為了我國的經(jīng)濟(jì)繼續(xù)持續(xù)發(fā)展下去，我們應(yīng)該：1、繼續(xù)完善我國的公共基礎(chǔ)設(shè)施，以便于降低各種成本；2、因過多的儲蓄會妨礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，應(yīng)該刺激市場的發(fā)展?jié)摿?，提高由儲蓄轉(zhuǎn)向投資的吸引力；3、加大走出去和引進(jìn)來的力度，促進(jìn)出口改善國內(nèi)的投資環(huán)境、吸引外資，提高資源利用率，優(yōu)化我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；4、繼續(xù)擴(kuò)大內(nèi)需，通過各種手段來影響和刺激人們的消費(fèi)欲望。

［1］李子奈，潘文卿. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）［M］. 高等教育出版社，2011.3.

［2］于俊年.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件-Evi ews 的使用［M］.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2009.3.

［3］陳敏.基于線性回歸模型的我國GDP 影響因素分析［J］.企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2012.9.