王兆怡

（南京師范大學(xué)，江蘇 南京 210046）

一、引言

山西省地處中國華北地區(qū)，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展較東部地區(qū)落后[1]，而要實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟穩(wěn)中求進、有所突破，特別是在疫情影響下，關(guān)鍵是要擴大國內(nèi)需市場，要努力調(diào)整投資消費結(jié)構(gòu)。由宏觀經(jīng)濟理論可知，投資、消費和進出口“三駕馬車”是GDP增長的源泉，是經(jīng)濟成長與增長的驅(qū)動力。但是，哪一匹“馬車”對山西省的經(jīng)濟的拉動社會作用影響更強烈呢？山西省經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)更側(cè)重于發(fā)個方面呢？本文利用山西省1997年至2017年的GDP和相關(guān)指標的具體數(shù)據(jù)，對“三駕馬車”對山西GDP增長的拉動力這一問題做實證分析。用數(shù)據(jù)來解釋“三駕馬車”拉動了多少經(jīng)濟增長，并從經(jīng)濟學(xué)視角對回歸內(nèi)容和結(jié)果進行了剖析。

二、數(shù)據(jù)來源與指標選取

本文通過中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站選取了山西省1997年～2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)。山西省經(jīng)濟發(fā)展以年GDP（億元）來衡量，“三駕馬車”[2]即投資、消費與進出口的衡量指標多種多樣，但是主要的一般包括居民消費、消費品零售額、社會投資、貿(mào)易經(jīng)濟等指標，本文主要從中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站選取上選取了山西省從1997年到2017年的居民消費水平（元）、全社會固定資產(chǎn)投資完成額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、出口額（萬美元）、外商投資企業(yè)出口額（萬美元）的相關(guān)數(shù)據(jù)，來研究消費、投資、進出口為拉動山西省經(jīng)濟發(fā)展的作用與影響。

相關(guān)數(shù)據(jù)如表1所示。其中包括，年份（年）、GDP（億元）、居民消費水平（元）、全社會固定資產(chǎn)投資完成額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、出口額（萬美元）、外商投資企業(yè)出口額（萬美元）。數(shù)據(jù)都是絕對值，為了方便研究，本文不排除價格指數(shù)變動的干擾。

表1 山西省1997年～2017年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)

三、變量的選擇和模型的建立

將y（山西省GDP）作為應(yīng)變量，將x1“居民消費水平（元）”、x2“全社會固定資產(chǎn)投資完成額（億元）”、x3“社會消費品零售總額（億元）”、x4“出口額（萬美元）”、x5“外商投資企業(yè)出口額（萬美元）”作為解釋變量，構(gòu)造線性回歸方程模型。

被解釋變量：y——GDP（億元）

解釋變量一：x1——居民消費水平（元）

解釋變量二：x2——全社會固定資產(chǎn)投資完成額（億元）

解釋變量三：x3——社會消費品零售總額（億元）

解釋變量四：x4——出口額（萬美元）

解釋變量五：x5——外商投資企業(yè)出口額（萬美元）

線性回歸方程模型：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+μ

多元對數(shù)線性回歸方程模型：

ln（y）=β0+β1ln（x1）+β2ln（x2）+β3ln（x3）+β4ln（x4）-β5ln（x5）+μ

其中，βi（i=1，2，3，4，5）分別為解釋變量[居民消費水平（元）、全社會固定資產(chǎn)投資完成額（億元）、社會消費品零售總額（億元）、出口額（萬美元）、外商投資企業(yè)出口額（萬美元）]的偏回歸系數(shù)，μ為隨機誤差項，包含了除以上五個解釋變量以外的其他影響因素的干擾，一般假定與解釋變量不相關(guān)，它代表 y由其解釋的不確定性。

表 2 比較線性和雙對數(shù)回歸模型

探究山西省經(jīng)濟增長同“三駕馬車”的聯(lián)系，構(gòu)建兩類模型加以比較，如表2所示。根據(jù)軟件回歸后可得，兩模型在α為5%水平之下均統(tǒng)計具有顯著性，模型二的LL大于模型一，模型二的AIC小于模型一，綜合考慮，多元對數(shù)線性回歸表明，擬合結(jié)果更好。并且結(jié)合散點圖（見圖1），也同樣可以看出可以看出 y與xi（i=1、2、3、4、5）間關(guān)系呈現(xiàn)近似對數(shù)關(guān)系。故后續(xù)回歸分析及修正均采用多元對數(shù)線性回歸模型形式。

圖1 y與xi（i=1，2，3，4，5）間關(guān)系 散點圖

四、實證分析

1.模型建立與回歸分析

將相關(guān)數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)錄入Eviews10，進行多元對數(shù)線性回歸，回歸結(jié)果具體如表3所示，得到該模型方程式為：

ln（y）=-1.499547+0.728057ln（x1）+0.146293ln（x2）+0.194613ln（x3）+0.316645ln（x4）-0.256222ln（x5）

回歸模型之后，控制其他解釋變量不發(fā)生改變之下，居民消費水平每上升一個百分點，引起GDP增長72.8%；全社會固定資產(chǎn)投資完成額每提高一個百分點，引起GDP上升14.6%；社會消費品零售總額每提高一個百分點，引起GDP上升19.5%；出口額每提高一個百分點，引起GDP增長31.7%；外商投資企業(yè)出口額每提高一個百分點，引起GDP下降25.6%。由此可以看出，依據(jù)山西省1997年～2017年相關(guān)數(shù)據(jù)顯示表明，山西省經(jīng)濟增長中“三駕馬車”其一“消費”，拉動力量最大，可見擴大內(nèi)需是山西省經(jīng)濟發(fā)展重中之重。

R2以及調(diào)整的R2均接近于99.5%，表明回歸模型解釋了lny變動的99.5%，剩余0.5%的變差是由于誤差項造成的模型擬合還是比較好的。se是0.060622，殘差平方和是0.055126，F(xiàn)統(tǒng)計量是745.1534，在α=5%顯著性差異水平，統(tǒng)計被認為顯著，最大似然函數(shù)的倍數(shù)為32.60027比較大，AIC為-2.533359比較小，DW靠近2，模型正常。

表3 回歸結(jié)果

2.模型的檢驗

（1）檢驗殘差正態(tài)性

利用Eviews10，對模型進行殘差正態(tài)性檢驗，測試結(jié)論如圖2所示，可以看出殘差并符合正態(tài)特征，在α=5%的水平下不顯著，拒絕原假設(shè)，雖然說明現(xiàn)實是復(fù)雜的，但本數(shù)據(jù)選取較好，不影響山西省經(jīng)濟增長與“三駕馬車”拉動的經(jīng)濟學(xué)研究。

圖2 殘差正態(tài)性檢驗

（2）參數(shù)受限檢驗

利用Eviews10中Wald Test，令C（5）=0作為限制條件，得到Wald Test中t-statistic、F-statistic、Chi-square如表4所示，顯著性水平均為0，拒絕限制條件，認為自變量對因變量有影響，即外商投資對山西省GDP有影響，重復(fù)操作后發(fā)現(xiàn)，在α=5%的水平下都是0，說明五個指標對山西省GDP的增長均有影響，即“三駕馬車”均在不同程度上拉動著經(jīng)濟發(fā)展。

表4 參數(shù)受限檢驗

（3）結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗

通過觀察圖1，檢驗較陡的2009一點，利用Eviews10中鄒氏斷點檢驗，具體結(jié)果如表5所示，發(fā)現(xiàn)F-statistic、Log likelihood ratio、Wald Statistic 在5%的顯著性水下均小于0.05，說明模型結(jié)構(gòu)具有穩(wěn)定性。

表5 結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗

（4）異方差檢驗及修正

①異方差檢驗

Test with heteroscedasticity：Breusch-Pagan-Godfrey，檢驗對數(shù)回歸模型具有異方差性與否，如表6所示，可知在此方法下，5%的顯著性水平下認為模型具有異方差性。

表6 BPG檢驗結(jié)果

②異方差修正

采用Huber-White方法修正模型異方差，得到表7輸出結(jié)果，與原回歸結(jié)果相比較如表8所示：修正的回歸結(jié)果se、t、prob均發(fā)生了改變，其余均沒有改變，說明異方差對于此模型的無偏性與一致性無影響，但對于有效性存在影響，所以回歸模型表達式并未改變，但新修正的se、t、prob均發(fā)生了變動。

表 7 Hunber-White修正

表8 異方差修正比較

五、主要結(jié)論和發(fā)展建議

1.主要結(jié)論

結(jié)合實證分析中的回歸結(jié)果，山西省GDP與“三駕馬車”有明顯的對數(shù)關(guān)系。居民消費水平每提高一個百分點，引起GDP上升72.8%；全社會固定資產(chǎn)投資完成額每提高一個百分點，引起GDP增長14.6%；社會消費品零售總額每提高一個百分點，引起GDP增長19.5%；出口額每提高一個百分點，引起GDP增長31.7%；外商投資企業(yè)出口額每提高一個百分點，引起GDP下降25.6%。由此可以看出，依據(jù)山西省1997年至2017年相關(guān)數(shù)據(jù)顯示表明，山西省經(jīng)濟增長中“三駕馬車”長期中投資和凈出口對經(jīng)濟的拉動力量比較弱。但由于企業(yè)對價格指數(shù)變化的因素，可選樣本信息數(shù)據(jù)的受限性并沒有消除，比如全社會固定資產(chǎn)管理投資，公司存貨成本增加的部分和中國統(tǒng)計軟件的顯著性水平α由于不包括主觀判斷的公平性，所得實證結(jié)果會存在一些的影響問題，但影響很小，可能會導(dǎo)致最終結(jié)果的變化，因此，這些實證分析結(jié)果是合理的。

消費對經(jīng)濟的拉動作用更大。消費成為近年來人們關(guān)注的焦點。尤其是以刺激國內(nèi)消費、刺激消費已作為拉動經(jīng)濟增長的有力途徑?，F(xiàn)階段，山西省的消費需求增長了1%，而投資的增加帶動GDP增長了72.8%，起到了顯著的帶動增長的作用?？梢?，市場上商品的運行和發(fā)展特點，來自于消費結(jié)構(gòu)的快速升級和人們消費觀的徹底轉(zhuǎn)變。農(nóng)村地區(qū)消費節(jié)奏顯著提升，城鄉(xiāng)間隔收減。所以，為持續(xù)發(fā)展山西省經(jīng)濟，應(yīng)當重點關(guān)注消費方面[3]。

投資對經(jīng)濟的吸引力比較弱，主要是山西省產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃設(shè)計有缺陷，低水平重復(fù)建設(shè)，投資導(dǎo)致新的生產(chǎn)技術(shù)要素，企業(yè)創(chuàng)業(yè)力不足，以及中國企業(yè)的破產(chǎn)因為淘汰而抵消。

凈出口對經(jīng)濟發(fā)展影響很大，大部分進出口產(chǎn)品的需求價格較容易被影響。如果人民幣在國際環(huán)境被迫升值，或許對貿(mào)易平衡產(chǎn)生不可預(yù)測的影響。因此，對凈出口企業(yè)未來增長的負面影響大于有利的環(huán)境因素，這將影響其對我國經(jīng)濟發(fā)展和增長的拉動作用的分析。

2.發(fā)展建議

總體而言，山西省政府應(yīng)該結(jié)合山西省最新的經(jīng)濟發(fā)展狀況，宏觀調(diào)控好“三駕馬車”與經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)的指標之間的關(guān)系，協(xié)調(diào)好各行業(yè)發(fā)展，有方向有重點的進行鼓勵和監(jiān)控。對于企業(yè)來說，自身一方面要腳踏實地，穩(wěn)中求進；另一方面要響應(yīng)政府號召積極創(chuàng)新，在適當?shù)臅r候向服務(wù)業(yè)靠攏和轉(zhuǎn)型。具體來說，增加社會商品零售業(yè)的相關(guān)投資和政策鼓勵，有利于促進消費水平，從而促進山西省GDP 的快速增長[4]。

因此，從長遠來看，持續(xù)增加消費方面需求，減弱經(jīng)濟增長需要其他“兩駕馬車”作出貢獻的依賴，是山西省經(jīng)濟發(fā)展過程中的重要問題。所以要做好發(fā)展規(guī)劃，才能保證山西省經(jīng)濟繼續(xù)穩(wěn)重有進、快速發(fā)展。