黨楊 刁卓 于夢(mèng)雪

摘要：隨著我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步發(fā)展，長春市經(jīng)濟(jì)水平也逐年穩(wěn)步提升。當(dāng)前長春市雖處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高速時(shí)期，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式仍顯粗放。所以，本文運(yùn)用長春市自2001到2017年GDP相關(guān)數(shù)據(jù)，通過eviews8軟件對(duì)長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響因素進(jìn)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(fèi)價(jià)格指數(shù)、進(jìn)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(fèi)水平;多元回歸模型

基金項(xiàng)目：吉林省教育廳基金項(xiàng)目：吉林省城市土地價(jià)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(hào)：JJKH20181354SK）

一、長春市經(jīng)濟(jì)發(fā)展概況分析

1978年以來，長春市經(jīng)濟(jì)總量不斷增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也不斷調(diào)整。三個(gè)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(dá)到4808億元，同比增長近9.0%，高出同期全國平均增速1.4個(gè)百分點(diǎn)，這表明長春市經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大潛力以及經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量進(jìn)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(dòng)，且出現(xiàn)增長率下降的趨勢(shì)，若找不出制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根源所在，勢(shì)必會(huì)被當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)增長潮流所淘汰。因此，本文對(duì)長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響因素進(jìn)行回歸分析，并給出相應(yīng)建議。

二、實(shí)證分析

影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素有很多，如人口、居民消費(fèi)水平、資本形成率、進(jìn)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(fèi)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(duì)長春市地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。

（一）模型設(shè)定

設(shè)消費(fèi)模型為：

（二）參數(shù)估計(jì)

利用最小二乘法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到參數(shù)估計(jì)結(jié)果：

（三）假設(shè)檢驗(yàn)

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

根據(jù)參數(shù)估計(jì)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(yàn)（[F]統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)）

[F]統(tǒng)計(jì)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(fèi)價(jià)格指數(shù)、貨物進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資對(duì)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(yàn)（[T]統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)）

[X1]（居民消費(fèi)價(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)長春市地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著性影響;

[X2]（貨物進(jìn)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(jìn)出口總額對(duì)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(duì)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(yàn)方法進(jìn)行反證。

三、模型的檢驗(yàn)與修正

（一）方差擴(kuò)大（膨脹）因子法VTF

為了進(jìn)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(gè)解釋變量分別作為被解釋變量都對(duì)其余的解釋變量進(jìn)行輔助回歸，計(jì)算出方差擴(kuò)大因子數(shù)值，進(jìn)一步檢驗(yàn)?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(yàn)

為檢驗(yàn)解釋變量間是否存在自相關(guān)問題，運(yùn)用DW檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

DW=0.508，因樣本容量N=17，解釋變量個(gè)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(bǔ)救

用廣義差分法—科克倫—奧科特迭代法進(jìn)行自相關(guān)修正。

因使用廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)樣本容量減少一個(gè)，為16個(gè)。查5%顯著水平DW統(tǒng)計(jì)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(jì)值

廣義差分法補(bǔ)救自相關(guān)問題反映了模型的最終形式。[X1、X2、X3]的[t]檢驗(yàn)均通過。[F]統(tǒng)計(jì)量=8817.733，檢驗(yàn)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(fèi)價(jià)格指數(shù)、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資對(duì)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(fèi)價(jià)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(jìn)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(duì)策與建議

（一）推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式

居民消費(fèi)水平對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值有拉動(dòng)作用，提高居民消費(fèi)水平勢(shì)在必行。政府應(yīng)進(jìn)一步出臺(tái)惠民政策，進(jìn)一步提高長春市地區(qū)生產(chǎn)總值。

（二）加大進(jìn)出口貿(mào)易投入力度

對(duì)于已開展跨國貿(mào)易的企業(yè)應(yīng)適當(dāng)給予鼓勵(lì)，但主要著手點(diǎn)還應(yīng)放在發(fā)展勢(shì)頭很好但仍沒走到世界貿(mào)易中的企業(yè)，進(jìn)一步推動(dòng)長春市經(jīng)濟(jì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的模式，從而提高全市資本形成率，提升對(duì)長春市經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

參考文獻(xiàn)：

[1]萬潔潔.影響經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)因素分析[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2013（17）：16-17.

[2]彭莉莎，彭麗娟.重慶市單位經(jīng)濟(jì)發(fā)展能耗的影響因素分析[J].經(jīng)營管理者，2014：139-140.

[3]吳金香.影響經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)因素因子分析[J].商場現(xiàn)代化，2015，803（28）：224-225.

[4]王威威.基于多元回歸模型的我國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素分析[J].中國集體經(jīng)濟(jì)，2016，485（09）：60-61.

[5]劉麗華，劉堯.基于回歸分析的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度影響因素研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2013（07）：15-16+48.

作者簡介：

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

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

于夢(mèng)雪（1997-? ），女，長春財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)專業(yè)2016級(jí)在校生。