李群蘭

摘 要：多元回歸模型被普遍應(yīng)用于社會(huì)經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域。在構(gòu)建多元回歸模型的基礎(chǔ)上，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)以及逐步回歸進(jìn)行模型優(yōu)化，得到準(zhǔn)確可靠的多元回歸模型，從資本、勞動(dòng)、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施改善以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)六個(gè)方面探究1990—2017年廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素。結(jié)果顯示：固定資產(chǎn)投資水平、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、對(duì)外貿(mào)易水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況是推動(dòng)廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素，且固定資產(chǎn)投資水平影響最大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響最小。

關(guān)鍵詞：多元回歸模型;經(jīng)濟(jì)增長;模型修正;廣西

中圖分類號(hào)：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.26.002

1 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，隨著我國社會(huì)主義建設(shè)進(jìn)入新時(shí)代，經(jīng)濟(jì)增長雖已由速度型向質(zhì)量型轉(zhuǎn)變，但維持較快的增長速度是推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的有效保障。因此，從過去發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)中，尋找經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力因素對(duì)于未來發(fā)展具有一定的借鑒意義。廣西是我國欠發(fā)達(dá)的多民族地區(qū)，地區(qū)發(fā)展水平與全國平均水平仍有較大的差距，未來面臨較大的發(fā)展壓力，尋找廣西經(jīng)濟(jì)未來的發(fā)展動(dòng)力是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。一些學(xué)者已從不同的研究視角和研究方法對(duì)過去廣西經(jīng)濟(jì)增長的影響因素進(jìn)行了探究：周久賀等（2019）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析模型對(duì)進(jìn)四十年廣西經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)因素進(jìn)行了實(shí)證分析;劉志雄等（2019）從需求視角，對(duì)廣西各地級(jí)市近15年的資源消耗、城市規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析;蔣永甫等（2016）實(shí)證研究了公共投資對(duì)廣西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響;黃河等（2018）通過構(gòu)建回歸模型從供給（資本、勞動(dòng)）和需求（消費(fèi)、投資、出口）雙視角實(shí)證探究廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力問題。多元回歸模型被普遍應(yīng)用于社會(huì)經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域，基于的前人的相關(guān)研究，本文通過構(gòu)建多元回歸模型，運(yùn)用SPSS軟件，探究1990—2017年廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素，以期為未來廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供基礎(chǔ)參考。

2 多元線性回歸模型的構(gòu)建

2.1 指標(biāo)的選取

在參考前人研究的基礎(chǔ)上，本文從資本、勞動(dòng)、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平六個(gè)方面對(duì)1990—2017年影響廣西經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并相應(yīng)的選取固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員、出口貿(mào)易額、FDI、公里里程、二三產(chǎn)業(yè)占比作為自變量，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為因變量?；A(chǔ)數(shù)據(jù)均來源于《廣西統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991-2018）。

由因變量與自變量的相關(guān)性分析可知，GDP與固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員、出口貿(mào)易額、公路里程和二三產(chǎn)業(yè)占比高度相關(guān)（相關(guān)系數(shù)大于0.7），而GDP與FDI的相關(guān)系數(shù)為0.462，故可認(rèn)為GDP與FDI具有中度相關(guān)性。本文選取除FDI外與因變量高度相關(guān)的其余5個(gè)指標(biāo)作為自變量，建立多元線性回歸模型。

2.2 多元線性回歸模型的建立

由表3得，GDP的多元線性回歸模型為：

2.3 多元線性回歸模型的檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的顯著性，本文將從模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（調(diào)整后的R2）、模型的顯著性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）、自變量的顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）、自變量間的多重共線性診斷和自變量間的自相關(guān)檢驗(yàn)（DW檢驗(yàn)）等方面進(jìn)行檢驗(yàn)（因本文選取的數(shù)據(jù)為時(shí)序數(shù)據(jù)，故不進(jìn)行異方差檢驗(yàn)）。

2.3.1 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是檢驗(yàn)所建立的回歸方程與觀測值的擬合效果是否理想，若總離差平方和中回歸平方和所占比重較大，則說明回歸方程與觀測值的擬合效果較好;反之，則擬合效果較差。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)主要是通過判定系數(shù)值的大小來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合效果，所謂判定系數(shù)R2 就是回歸平方和與總離差平方和之比。即

其中，SSR為回歸平方和，SST為總離差平方和。R2 的數(shù)值在0～1之間，越接近1，說明模型的擬合效果越好。

模型（1）的R2=0.998，故可認(rèn)為模型擬合效果較好

2.3.2 F檢驗(yàn)

F統(tǒng)計(jì)量：

模型（1）的F檢驗(yàn)結(jié)果為F=1800.995（P值=0.000），故可認(rèn)為回歸方程中變量的系數(shù)不全為零，即模型通過顯著性檢驗(yàn)。

2.3.3 t檢驗(yàn)

t統(tǒng)計(jì)量：

模型（1）中各變量系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果可知，固定資產(chǎn)投資、出口貿(mào)易額和公路里程通過顯著性檢驗(yàn)（其T檢驗(yàn)的P值小于0.05），而從業(yè)人員、和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)（其T檢驗(yàn)的P值大于0.05）。

2.3.4 多重共線性診斷

模型（1）中VIF的值均大于10。故認(rèn)為模型存在多重共線性問題。

2.3.5 自相關(guān)檢驗(yàn)

模型（1）的DW=2.166，且查表發(fā)現(xiàn)在k=5時(shí)，dL=1.03，dU=1.85， 則有2.15=4-dU

2.4 模型修正

因模型（1）存在多重共線性問題，故本文將用逐步回歸方法消除變量間的多重共線性。其結(jié)果如表4。

由逐步回歸結(jié)果可知，模型的擬合優(yōu)度R2=0.998，說明模型擬合效果較好。F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為2294.448，且P值小于0.05，故模型通過顯著性檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)（P值<0.05），DW檢驗(yàn)值為2.20，查表可知k=4時(shí)，dL=1.10，dU=1.75， 即4-dL=2.90，4-dU=2.25，則dU

最終回歸模型為：

由表4中的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值可知，固定資產(chǎn)投資、公路里程、出口貿(mào)易額和二三產(chǎn)業(yè)占比的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)依次為0.594、0.198、0.175和0.061由此可見，固定資產(chǎn)投資水平、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、對(duì)外貿(mào)易水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況是推動(dòng)廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素。由模型（2）的自變量系數(shù)可得：對(duì)GDP影響最大的因素為固定資產(chǎn)投資，固定資產(chǎn)投資每增加1單位，將推動(dòng)廣西地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.594;其次為公路里程和出口貿(mào)易額，公路里程每增加1單位，將推動(dòng)廣西地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.198，出口貿(mào)易額每增加1單位，將推動(dòng)廣西地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.175;影響最小的為二三產(chǎn)業(yè)占比，二三產(chǎn)業(yè)占比每提高1單位，將推動(dòng)廣西地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.061。

3 結(jié)論

在構(gòu)建多元回歸模型的基礎(chǔ)上，通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)以及逐步回歸進(jìn)行模型優(yōu)化，得到準(zhǔn)確可靠的多元回歸模型，從資本、勞動(dòng)、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施改善以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)六個(gè)方面探究1990—2017年廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素，結(jié)果顯示：固定資產(chǎn)投資水平、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、對(duì)外貿(mào)易水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況是推動(dòng)廣西經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力因素，且固定資產(chǎn)投資水平影響最大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響最小。

參考文獻(xiàn)

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