□文/張卜元劉冰冰張東旭（.吉林財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院；.長春大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；.吉林財經(jīng)大學(xué)信息經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融學(xué)院　吉林·長春）

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我國國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素實(shí)證分析

□文/張卜元1劉冰冰2張東旭3
（1.吉林財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院；2.長春大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；3.吉林財經(jīng)大學(xué)信息經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融學(xué)院吉林·長春）

［提要］本文利用Eviews軟件，并采取多元回歸方法，分析我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響因素，將國內(nèi)生產(chǎn)總值設(shè)定為被解釋因素，影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的最終消費(fèi)、資本形成總額以及總?cè)丝跀?shù)設(shè)定為解釋變量，進(jìn)行模型設(shè)定，并分別進(jìn)行自相關(guān)、異方差以及多重共線性檢驗(yàn)及修正，經(jīng)過分析和驗(yàn)證得出:我國最終消費(fèi)和資本形成對國民生產(chǎn)總值具有重大影響。

關(guān)鍵詞:國內(nèi)生產(chǎn)總值；多重共線性；自相關(guān)；異方差

收錄日期:2015年11月13日

改革開放后，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)步增長。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀的標(biāo)準(zhǔn)，是指一國在一定時期內(nèi)創(chuàng)造出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值。研究影響一個國家國內(nèi)生產(chǎn)總值的指標(biāo)具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。本文采用的數(shù)據(jù)是:最終消費(fèi)、資本形成總額以及總?cè)丝跀?shù)，這三者作為研究影響國民生產(chǎn)總值的指標(biāo)，通過對Eviews軟件的適用，首先設(shè)定特定的模型，然后對模型先后采取了多重共線性、自相關(guān)和異方差檢驗(yàn)，從而探討影響我國國民生產(chǎn)總值的最優(yōu)指標(biāo)。

一、國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素實(shí)證分析

為了分析國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費(fèi)、資本形成總額以及總?cè)丝跀?shù)之間的數(shù)量關(guān)系，本文將被解釋變量設(shè)定為1979年至2013年的“國內(nèi)生產(chǎn)總值”，并用Y表示此被解釋變量；將解釋變量設(shè)定為與每年國內(nèi)生產(chǎn)總值相對應(yīng)的“最終消費(fèi)”、“資本形成總額”、“總?cè)丝跀?shù)”三個變量，并用X1、X2、X3表示。具體數(shù)據(jù)如下文各表所示。

（一）建立多元線性回歸模型。首先通過被解釋變量Y與解釋變量X1、X2、X3之間的關(guān)系，建立散點(diǎn)圖。根據(jù)散點(diǎn)圖中呈現(xiàn)的現(xiàn)象與形狀，可以總結(jié)出被解釋變量Y與解釋變量X1、X2、X3未線性關(guān)系；其次，可以通過建立模型1，對“國內(nèi)生產(chǎn)總值”隨著“最終消費(fèi)”、“總?cè)丝跀?shù)”、“資本形成總額”的規(guī)律性進(jìn)行分析。

（二）對模型進(jìn)行估計分析。利用EViews軟件對模型進(jìn)行回歸分析。經(jīng)過回歸分析后，可決系數(shù)R2=0.998956，R2= 0.998855的值很大，檢驗(yàn)值F為9884.293，根據(jù)所學(xué)知識，F(xiàn)值顯著水平明顯。在α=0.05，tα/2（n-k）=2.11的情況下，可得出結(jié)論:X2的系數(shù)t檢驗(yàn)顯著水平不高，X3系數(shù)的正負(fù)與假定情況截然不同，從而得出:此模型多重共線性明顯存在，非常顯著。

（三）多重共線性檢驗(yàn)與修正

1、多重共線性檢驗(yàn)。通過使用SPSS，對模型進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論，見表1。（表1）

表1 多重共線性檢驗(yàn)

根據(jù)所學(xué)計量分析知識，如果VIF存在大于等于10的情況，那么一個解釋變量與其他的解釋變量存在多重共線性關(guān)系。根據(jù)表1，我們可以看出，每個解釋變量中的VIF（方差膨脹因子）都大于10，從而我們得出結(jié)論:假定正確，模型的多重共線性存在。

2、多重共線性修正。（表2）由表2可以看出在剔除X3變量后模型調(diào)整后的為X1和X2的T值都很顯著。調(diào)整后的R2值為0.998923，R2值為0.998856，說明方程的擬合度很好。

表2 多重共線性的修正

（四）異方差檢驗(yàn)與修正

1、異方差檢驗(yàn)。對該模型進(jìn)行White檢驗(yàn)，分析該假定模型是否具有異方差。將異方差σt2的估計設(shè)定為殘差平方et2，建立函數(shù)模型如下:

經(jīng)估計出現(xiàn)White檢驗(yàn)結(jié)果。（表3）通過表3我們發(fā)現(xiàn)，nR2=22.006，White檢驗(yàn)規(guī)定，在α=0.05的顯著性水平下，對應(yīng)的Χ2分布表中臨界值可以查出:Χ20.05（5）=17.071，對nR2和Χ20.05（5）進(jìn)行比較分析:Χ20.05（5）=17.071，nR2=22.006，Χ20.05（5）＜nR2。故拒絕原假設(shè)從而接受備擇假設(shè)，異方差存在。

表3 異方差檢驗(yàn)

2、異方差性的修正。采取加權(quán)最小二乘法（WLS）進(jìn)行估計，將回歸得到的殘差取平方后再取對數(shù)，用得到的結(jié)果對X1、X2進(jìn)行回歸，得到擬合值g，最終采用權(quán)數(shù)ω=exp（g）^（1/2），得到結(jié)果如表4所示。（表4）

表4 異方差性的修正

根據(jù)表4得到如下結(jié)果:

t=（-0.580）（10.759）（8.234）

R2=0.998 DW=0.656 F=14843.79

可以看出:R2值很高，t值顯著，F(xiàn)值也顯著，因此可以說模型擬合程度很好。

（五）自相關(guān)檢驗(yàn)與修正

1、自相關(guān)檢驗(yàn)。采取的數(shù)據(jù)樣本為35個、解釋變量為2個。模型中DW=0.656，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.341，因此可以知道，0＜DW＜dL，因此模型存在正的自相關(guān)。

表5 自相關(guān)修正結(jié)果

由表5可得回歸方程為：

由差分方程式得：

由此我們得到最終模型為：

二、總結(jié)

通過對模型進(jìn)行多重共線性、異方差、自相關(guān)檢驗(yàn)，然后對具有嚴(yán)重多重共線性、存在異方差和自相關(guān)的模型進(jìn)行修正，可以得出結(jié)論:第一，在一定時期內(nèi)，其他解釋變量不變的情況下，每增加1億元資本，國內(nèi)生產(chǎn)總值會增加0.744億元；第二，在其他解釋變量不變的情況下，每增加1億元的居民最終消費(fèi)，國內(nèi)生產(chǎn)總值會增加1.258億元。通過對35年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出結(jié)論:在一定時期內(nèi)，一個國家的資本形成總額和居民的最終消費(fèi)總額是影響該國國內(nèi)生產(chǎn)總值最明顯的因素。

可對以上分析做建議:第一，從內(nèi)需角度:降低利率，促進(jìn)消費(fèi)者投資和消費(fèi)。降低銀行利率，從而使消費(fèi)者利用相應(yīng)的貨幣進(jìn)行直接或間接投資，拉動內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；第二，從收入角度:提高社會福利水平，建立相應(yīng)的制度和體制，保障人民收入水平，促進(jìn)社會穩(wěn)定和貿(mào)易的發(fā)展；第三，從信貸角度:建立健全信貸制度，保障信貸安全，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn):

［1］李子奈.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京:高等教育出版社，2004.

［2］高鐵梅，吳桂珍，劉玉紅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2006.

［3］張曉峒.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews使用指南［M］.天津:南開大學(xué)出版社，2003.

中圖分類號:F12

文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A