黨楊 刁卓 于夢雪

摘要：隨著我國經(jīng)濟的穩(wěn)步發(fā)展，長春市經(jīng)濟水平也逐年穩(wěn)步提升。當(dāng)前長春市雖處于經(jīng)濟發(fā)展的高速時期，但經(jīng)濟發(fā)展方式仍顯粗放。所以，本文運用長春市自2001到2017年GDP相關(guān)數(shù)據(jù)，通過eviews8軟件對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響因素進行回歸分析，最后得出影響長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的較為突出的影響因素為居民消費價格指數(shù)、進出口總額、固定資產(chǎn)投資等，并給出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：地區(qū)生產(chǎn)總值;居民消費水平;多元回歸模型

基金項目：吉林省教育廳基金項目：吉林省城市土地價格影響因素的研究——基于長吉圖開發(fā)開放先導(dǎo)區(qū)（編號：JJKH20181354SK）

一、長春市經(jīng)濟發(fā)展概況分析

1978年以來，長春市經(jīng)濟總量不斷增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也不斷調(diào)整。三個產(chǎn)業(yè)比例從1978年的29.25：52.40：18.35調(diào)整到2012年的11.83：53.40：34.77。2012年長春市地區(qū)生產(chǎn)總值增長30.3倍，2013年上半年，長春市GDP達到4808億元，同比增長近9.0%，高出同期全國平均增速1.4個百分點，這表明長春市經(jīng)濟發(fā)展存在較大潛力以及經(jīng)濟增長的質(zhì)量進一步提高。

由圖1可知2001-2017年長春市地區(qū)生產(chǎn)總值持續(xù)增長，但增長速度有波動，且出現(xiàn)增長率下降的趨勢，若找不出制約經(jīng)濟發(fā)展的根源所在，勢必會被當(dāng)前的經(jīng)濟增長潮流所淘汰。因此，本文對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響因素進行回歸分析，并給出相應(yīng)建議。

二、實證分析

影響經(jīng)濟發(fā)展的因素有很多，如人口、居民消費水平、資本形成率、進出口總額等。本文以長春市地區(qū)生產(chǎn)總值作為被解釋變量（Y），長春市居民消費水平（X1）、長春市人口（X2）、長春市資本形成率（X3）作為解釋變量，建立回歸模型分析其對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。

（一）模型設(shè)定

設(shè)消費模型為：

（二）參數(shù)估計

利用最小二乘法對參數(shù)進行估計，得到參數(shù)估計結(jié)果：

（三）假設(shè)檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗

根據(jù)參數(shù)估計結(jié)果得到，可決系數(shù)[R2]=0.999，擬合優(yōu)度很好。

2.回歸方程顯著性檢驗（[F]統(tǒng)計量檢驗）

[F]統(tǒng)計量值為6142.906，其伴隨概率度[P]=0.0000，回歸方程顯著，即居民消費價格指數(shù)、貨物進出口總額、固定資產(chǎn)投資對長春市生產(chǎn)總值影響顯著。

3.回歸方程系數(shù)顯著性檢驗（[T]統(tǒng)計量檢驗）

[X1]（居民消費價格指數(shù)）參數(shù)[P]=0，即在[α]=0.05的顯著性水平下，居民消費價格指數(shù)對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著性影響;

[X2]（貨物進出口總額）參數(shù)[P]=0.0027，即在[α]=0.05的顯著性水平下，貨物進出口總額對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著性影響;

[X3]（固定資產(chǎn)投資）參數(shù)[P]=0.0236，即在[α]=0.05的顯著性水平下，固定資產(chǎn)投資對長春市地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著性影響。為確保結(jié)論正確，下面通過多重共線性的檢驗方法進行反證。

三、模型的檢驗與修正

（一）方差擴大（膨脹）因子法VTF

為了進一步了解是否存在多重共線性，接下來要做輔助回歸，將每個解釋變量分別作為被解釋變量都對其余的解釋變量進行輔助回歸，計算出方差擴大因子數(shù)值，進一步檢驗?zāi)Ｐ椭幸鸲嘀毓簿€性的解釋變量。

由結(jié)果可知，解釋變量的方差膨脹因子均小于10，因此解釋變量之間沒有多重共線性。

（二）自相關(guān)檢驗

為檢驗解釋變量間是否存在自相關(guān)問題，運用DW檢驗方法進行檢驗。

DW=0.508，因樣本容量N=17，解釋變量個數(shù)K=3，可得[dl]=0.897，[du]=1.710，DW<[dl]，模型存在正自相關(guān)。

（三）自相關(guān)的補救

用廣義差分法—科克倫—奧科特迭代法進行自相關(guān)修正。

因使用廣義差分數(shù)據(jù)樣本容量減少一個，為16個。查5%顯著水平DW統(tǒng)計表可知，[dl=0.857]，[du=1.728]，模型中DW=0.9848，不在0—[dl]之間，即在5%顯著性水平下廣義差分法模型中已無自相關(guān)。

（四）消除自相關(guān)后參數(shù)估計值

廣義差分法補救自相關(guān)問題反映了模型的最終形式。[X1、X2、X3]的[t]檢驗均通過。[F]統(tǒng)計量=8817.733，檢驗通過，修正的擬合優(yōu)度量為0.999575，擬合程度很好。最終得到模型：

[YT=-121619.9+32.79654X1+0.291223X2+2241.320X3]

[T=（-3.546630）（42.46808）（4.389617）（2.733850）]

[R2=0.999688R2=0.999575F=8817.733DW=0.984792]

修正后的多元線性回歸模型中居民消費價格指數(shù)、進出口總額、固定資產(chǎn)投資對長春市生產(chǎn)總值有顯著性影響。在其他變量保持不變的情況下，居民消費價格指數(shù)每增加1%，長春市地區(qū)生產(chǎn)總值平均提高32.79654百萬元;進出口總額每增加1億元，地區(qū)生產(chǎn)總值平均提高0.291223億元;固定資產(chǎn)投資每增加1單位，地區(qū)生產(chǎn)總值平均提高2241.320元。

四、對策與建議

（一）推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式

居民消費水平對地區(qū)生產(chǎn)總值有拉動作用，提高居民消費水平勢在必行。政府應(yīng)進一步出臺惠民政策，進一步提高長春市地區(qū)生產(chǎn)總值。

（二）加大進出口貿(mào)易投入力度

對于已開展跨國貿(mào)易的企業(yè)應(yīng)適當(dāng)給予鼓勵，但主要著手點還應(yīng)放在發(fā)展勢頭很好但仍沒走到世界貿(mào)易中的企業(yè)，進一步推動長春市經(jīng)濟的增長。

（三）改善宏觀資本結(jié)構(gòu)，發(fā)展創(chuàng)業(yè)投資、成長型企業(yè)融資服務(wù)的多層次資本市場

加大高新技術(shù)領(lǐng)域的投入，改善靠固定投資來拉動經(jīng)濟增長的模式，從而提高全市資本形成率，提升對長春市經(jīng)濟增長的貢獻率。

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作者簡介：

黨楊（1982-? ），女，吉林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)博士，院長，教授，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟學(xué);

刁卓（1993-? ），女，延邊大學(xué)經(jīng)濟學(xué)碩士，講師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué);

于夢雪（1997-? ），女，長春財經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟學(xué)院經(jīng)濟專業(yè)2016級在校生。