錢佳慶

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233000）

一、引言

國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是指一個(gè)國家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)（通常是一年內(nèi)）運(yùn)用生產(chǎn)要素所生產(chǎn)出來的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值。國內(nèi)生產(chǎn)總值是用于衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要指標(biāo)，它所覆蓋的范圍非常廣，能夠較為全面的反映一個(gè)國家的生產(chǎn)、消費(fèi)能力。

近年來我國國內(nèi)生產(chǎn)總值一直處于平穩(wěn)快速增長，從2010年起我國國內(nèi)生產(chǎn)總值超越日本成為世界第二，這說明伴隨著經(jīng)濟(jì)市場化程度不斷加深，我國的經(jīng)濟(jì)得到了顯著增長，國民財(cái)富在不斷積累。加之我國經(jīng)濟(jì)近年來已步入新常態(tài)，更加注重經(jīng)濟(jì)與社會(huì)相互協(xié)調(diào)的可持續(xù)增長。在十九大報(bào)告中習(xí)主席提出要繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展要從追求數(shù)量的增長轉(zhuǎn)變?yōu)樽非筚|(zhì)量的提高，通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來擴(kuò)大有效供給，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。那么作為衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)：國內(nèi)生產(chǎn)總值，其影響因素就十分重要，因此我想在本文論述一下國內(nèi)生產(chǎn)總值的主要影響因素，并利用eviews軟件通過最小二乘法來對(duì)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

二、模型設(shè)定

（一）變量選擇

國內(nèi)生產(chǎn)總值總共有三種計(jì)算方法：收入法，生產(chǎn)法，支出法。而國際通用的國內(nèi)生產(chǎn)總值的核算方法是支出法，即GDP=消費(fèi)+投資+政府購買+凈出口額。

在本文中GDP將作為被解釋變量，記為Y。然后找出幾個(gè)對(duì)于GDP有較為顯著影響的變量作為解釋變量。解釋變量的選擇如下：全國財(cái)政收入，實(shí)際利用外資額，廣義貨幣供應(yīng)量（M2）以及進(jìn)出口差額，分別記為X1、X2、X3、X4。也就是說對(duì)于支出法中的政府購買這一影響因素用財(cái)政收入來替代，因?yàn)橥ǔＧ闆r下隨著財(cái)政收入增加政府購買也將增加。投資則是指企業(yè)的投資，一般包括固定資產(chǎn)投資和存貨投資兩部分。目前的文獻(xiàn)中多用固定資產(chǎn)投資額來表示，對(duì)于外資流入影響的分析較少，但實(shí)際上隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的加深，外資的流入對(duì)于一國經(jīng)濟(jì)的影響也在逐漸增大。國內(nèi)企業(yè)通過接受外國企業(yè)的投資進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)來向社會(huì)提供商品和勞務(wù)的過程同樣會(huì)影響我國的GDP，所以在這里引入實(shí)際利用外資額這一變量。廣義貨幣供應(yīng)量（M2）是用狹義貨幣（M1，流通中貨幣與企業(yè)存款之和）加上企業(yè)定期存款、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、信托類存款和其他存款。M2的統(tǒng)計(jì)口徑是我國對(duì)于貨幣供給層次性劃分中較為廣的，M2可以在一定程度上反映出一個(gè)國家的購買力。當(dāng)經(jīng)濟(jì)單位所持實(shí)際貨幣余額增加后，投資和消費(fèi)會(huì)增加，從而引起收入的增長，進(jìn)一步導(dǎo)致消費(fèi)的增加。同時(shí)企業(yè)存款余額和居民存款余額的提高能夠?yàn)殂y行提供更多的可貸放資金，銀行通過發(fā)揮信用中介這一職能將居民和部分企業(yè)的閑散資本變?yōu)榭赏度朐偕a(chǎn)過程的巨額資本，在社會(huì)總資本不變的情況下，擴(kuò)大了生產(chǎn)和流通規(guī)模，進(jìn)一步刺激企業(yè)的投資和居民對(duì)于一些高檔耐用品的消費(fèi)。所以在本文中M2也將被作為一個(gè)解釋變量納入模型。凈出口額則可以直接采用進(jìn)出口差額表示。

（二）模型形式

建立雙對(duì)數(shù)模型如下：

其中Y表示GDP，X1表示全國財(cái)政收入，X2表示實(shí)際利用外資額，X3表示廣義貨幣供應(yīng)量，X4表示進(jìn)出口差額，b0是常數(shù)項(xiàng)，ut是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

（一）樣本選取

模型中被解釋變量和解釋變量所采用的數(shù)據(jù)是我國從1990年至2016年共27年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，上述相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）模型估計(jì)與檢驗(yàn)

1.模型估計(jì)。利用eviews軟件對(duì)上述設(shè)定的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

進(jìn)行最小二乘估計(jì)，得到如下結(jié)果：

此時(shí)回歸模型的表達(dá)式為：

2.模型檢驗(yàn)。

（1）統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。

由上式可以看出模型可決系數(shù)比較高，說明樣本回歸模型的擬合狀況較好。F統(tǒng)計(jì)量的值比較大，意味著在5%顯著性水平下模型顯著性檢驗(yàn)也能通過，所有解釋變量聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量的影響是顯著的。各個(gè)解釋變量偏回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的伴隨概率P均大于0.5，所以在5%顯著性水平下每個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的單獨(dú)影響是顯著的，該模型能夠通過變量顯著性檢驗(yàn)。

（2）多重共線性。

通過計(jì)算lnY 與lnX1、lnX2、lnX3、lnX4之間的簡單相關(guān)系數(shù)：

?

可以發(fā)現(xiàn)lnY與lnX4的簡單相關(guān)系數(shù)相對(duì)較低，所以考慮剔除lnX4，建立新的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

再利用eviews軟件對(duì)處理后的方程進(jìn)行最小二乘估計(jì),得到回歸方程：

（3）異方差性檢驗(yàn)。

在本文我將使用較為簡便的white檢驗(yàn)法來判斷是否存在異方差性。利用eviews軟件進(jìn)行white檢驗(yàn)，結(jié)果顯示如下：

?

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出p=0.0621＞0.05，所以在5%顯著性水平下模型不存在異方差性。

（4）自相關(guān)性檢驗(yàn)與修正。

本文將先采用DW法來判斷模型是否存在一階自相關(guān)。根據(jù)上面的估計(jì)結(jié)果可以看出DW=1.13843，查閱DW分布表可以得到臨界值dL=1.162，dU=1.651，則DW＜dL，所以模型存在一階正自相關(guān)。

再選擇Breusch-Godfrey檢驗(yàn)法，對(duì)模型進(jìn)行高階自相關(guān)的檢驗(yàn)。當(dāng)滯后期長度設(shè)置為2時(shí)，利用eviews軟件進(jìn)行Breusch-Godfrey檢驗(yàn)：

?

檢驗(yàn)結(jié)果顯示nR2=6.8833，臨界概率P=0.032＜0.05，因此在5%顯著性水平下輔助回歸模型是顯著的，即原模型存在自相關(guān)性。同時(shí)又因?yàn)閑t-1的回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)的伴隨概率P=0.0153＜0.05，那么et-1對(duì)et就具有顯著影響，模型的自相關(guān)為一階自相關(guān)，不存在高階自相關(guān)。這與采用DW檢驗(yàn)法得出的結(jié)果相同。

對(duì)于模型中存在的自相關(guān)性，本文使用Cochrane-Orcutt迭代法作廣義差分回歸來消除。由于該雙對(duì)數(shù)模型存在一階自相關(guān)，在模型中加入AR（1）項(xiàng)，用eviews軟件得到估計(jì)結(jié)果：

?

再利用Breusch-Godfrey檢驗(yàn)：

?

由上表可以判斷，臨界概率P=0.1104＞0.05，說明在5%顯著性水平下廣義差分后模型中已無自相關(guān)。

并且上述方程可以通過5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。所以該方程為最終估計(jì)結(jié)果。

（三）結(jié)果分析

從模型中可以看出國內(nèi)生產(chǎn)總值與全國財(cái)政收入、實(shí)際利用外資額、廣義貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系如下：1.全國財(cái)政收入、實(shí)際利用外資額和廣義貨幣供應(yīng)量與國內(nèi)生產(chǎn)總值均存在正相關(guān)關(guān)系。2.全國財(cái)政收入每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增加0.3887%。實(shí)際利用外資額每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增加0.1268%。廣義貨幣供應(yīng)量每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增加0.3647%。3.可決系數(shù)R2＝0.992，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)的99.2%是由于全國財(cái)政收入、實(shí)際利用外資額和廣義貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)引起的。

四、結(jié)論與政策建議

分析表明，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與全國財(cái)政收入、實(shí)際利用外資額、廣義貨幣供應(yīng)量之間有著密不可分的關(guān)系。這其中全國財(cái)政收入和廣義貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)會(huì)引致對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值更大幅度的增加。政府獲得財(cái)政收入后再通過支出行為來增加社會(huì)的購買和投資從而提高國內(nèi)生產(chǎn)總值。對(duì)于貨幣供給則需要考慮到多方面的因素，不能一味增加貨幣供應(yīng)量。當(dāng)實(shí)際利用外資額增多，國內(nèi)生產(chǎn)總值也會(huì)相應(yīng)增加，這在一定程度上說明了FDI流入對(duì)于一個(gè)國家所具有的積極作用。針對(duì)如何提高國內(nèi)生產(chǎn)總值，就以上三個(gè)影響因素我想簡單地提出幾點(diǎn)建議：

（一）合理增加政府支出，提高政府支出效率

財(cái)政收入對(duì)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響最終是通過政府將財(cái)政收入轉(zhuǎn)變?yōu)檎С鲞@一行為來作用于國內(nèi)生產(chǎn)總值的。政府通過直接購買或是投資于一些基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)都能夠帶動(dòng)國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高，但政府不能為了提高國內(nèi)生產(chǎn)總值而一味地增加財(cái)政支出，究竟是保持財(cái)政赤字還是盈余，以及多大程度的赤字或盈余，這都要取決于社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，也就是常說的“逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事”：在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)增大財(cái)政支出，在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)減少財(cái)政支出。只有在保證經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的情況下提高國內(nèi)生產(chǎn)總值才是有意義的；政府財(cái)政支出的效率是提高國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要保障，政府要將財(cái)政收入轉(zhuǎn)變?yōu)橹С鲞@一過程中的成本降到最低，盡量避免因?qū)ぷ獾葻o效率行為而導(dǎo)致的損失，將資金運(yùn)用到那些相對(duì)弱小但卻具有良好發(fā)展前景的領(lǐng)域，提高資金運(yùn)用效率。

（二）進(jìn)一步放開外商投資限制，積極引進(jìn)外資

近年來隨著我國經(jīng)濟(jì)市場化和全球化程度的不斷加深，我國許多產(chǎn)業(yè)由于其良好的發(fā)展前景吸引到眾多外商的投資，外資的流入不僅為國內(nèi)企業(yè)帶來資金支持，更重要的是國內(nèi)企業(yè)可以通過學(xué)習(xí)他們的先進(jìn)技術(shù)來促進(jìn)企業(yè)自身發(fā)展，當(dāng)該行業(yè)中存在知識(shí)外溢時(shí)其他企業(yè)也能從中受益，行業(yè)的發(fā)展便會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，增加國民收入；放開對(duì)外商投資的限制主要是兩方面：一是要讓外資進(jìn)入到更多先前無法進(jìn)入的行業(yè)，也就是進(jìn)一步縮小禁止準(zhǔn)入產(chǎn)業(yè)的范圍。政府可以通過建立自由貿(mào)易區(qū)吸引外資進(jìn)入到一些新興產(chǎn)業(yè)以及對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響的領(lǐng)域。二是進(jìn)一步放寬外資持股比例限制，目前我國在銀行、證券、期貨等金融行業(yè)的持股比例限制較多。逐步放開這些行業(yè)的持股比例限制能夠提高我國的金融開放程度，輔以監(jiān)管當(dāng)局對(duì)外資金融機(jī)構(gòu)的有效監(jiān)管，可以促進(jìn)金融業(yè)的發(fā)展，金融進(jìn)而反作用于經(jīng)濟(jì)，拉動(dòng)投資、消費(fèi)增長，提高國民收入；我國在引進(jìn)外資的同時(shí)還需要合理引領(lǐng)外資的流向，要讓外資更多的進(jìn)入那些高興技術(shù)領(lǐng)域。過去我國利用的外資有很大一部分都是集中于高能耗產(chǎn)業(yè)，這雖然能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，但從長期來看不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因而放開外商投資的同時(shí)，要注重對(duì)外資的合理配置。

（三）穩(wěn)步實(shí)行金融深化，加強(qiáng)金融監(jiān)管

我們通常用M2/GDP衡量金融深化水平，一般情況下該比率越高金融深化程度就越高。通過上文分析可以發(fā)現(xiàn)M2對(duì)于一個(gè)國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值有著重要影響，M2與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈同向變動(dòng)且M2變動(dòng)所引致的國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)幅度小于其自身的變動(dòng)幅度，那么一國金融深化水平的提高就意味著國民收入的增加。這樣政府可以通過逐步取消對(duì)金融市場和金融體系的過多干預(yù)、適當(dāng)放開利率和匯率，來反映市場資金和外匯實(shí)際供求狀況，發(fā)揮金融體系的資金配置作用，以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)增加國民收入，提高經(jīng)濟(jì)單位對(duì)金融服務(wù)的需求，刺激金融業(yè)的發(fā)展，在這種相互促進(jìn)的良性循環(huán)中能夠有效提高國內(nèi)生產(chǎn)總值；但必須要注意的是在這個(gè)過程中一定要加強(qiáng)金融監(jiān)管。金融深化中的風(fēng)險(xiǎn)屬于系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，我國政府曾多次強(qiáng)調(diào)金融業(yè)要守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的底線。一旦爆發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)會(huì)對(duì)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成重大損失，1997年的東南亞金融危機(jī)在很大程度上就是由于金融深化過程中金融風(fēng)險(xiǎn)聚集而導(dǎo)致的。在金融深化進(jìn)程中，金融監(jiān)管可以從這幾個(gè)方面進(jìn)行：一是明確金融監(jiān)管職責(zé)。二是完善金融監(jiān)管體系。三是加強(qiáng)國際金融協(xié)調(diào)監(jiān)管。四是嚴(yán)格違規(guī)懲戒制度。