方雷

摘要：影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素有很多，本文主要研究消費(fèi)、投資和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，經(jīng)濟(jì)學(xué)上有個(gè)非常生動(dòng)的表述叫三駕馬車。如何駕馭好這“三駕馬車”，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速穩(wěn)定增長(zhǎng)，是我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的重要問題。本文主要通過對(duì)我們歷年消費(fèi)、投資和出口的對(duì)GDP變動(dòng)的影響進(jìn)行分析，建立以GDP為因變量，以消費(fèi)、投資和出口為自變量的多元線性回歸模型。從而得出消費(fèi)、投資和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。由于受數(shù)據(jù)資料限制，這里的消費(fèi)主要是居民消費(fèi)總額，投資主要是政府支出，出口主要是貨物凈出口總額。

關(guān)鍵詞：GDP；多元線性回歸模型；消費(fèi)；投資；出口

一、引言

一般地，國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的重要指標(biāo)。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是指按市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算的一個(gè)國家（或地區(qū)）所有常駐單位在一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果。一般有三種計(jì)算方法：支出法、收入法和生產(chǎn)法。其中，支出法是從最終使用的角度去反映一個(gè)國家（或地區(qū)）一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)最終成果的一種方法，包括最終消費(fèi)支出、資本形成總額及貨物和服務(wù)凈支出三部分。

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)在高儲(chǔ)蓄、高投資與高外部需求的帶動(dòng)下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的奇跡。同時(shí)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的背后，我國經(jīng)濟(jì)內(nèi)外失衡情形日益嚴(yán)重，外部失衡主要表現(xiàn)為巨量外匯儲(chǔ)備和持續(xù)擴(kuò)大的貿(mào)易順差，內(nèi)部失衡表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過度依賴投資驅(qū)動(dòng)，資源效率配置低，收入分配失衡，居民消費(fèi)率偏低等。本文利用相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，旨在研究消費(fèi)、投資、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度對(duì)結(jié)果進(jìn)行分析，并根據(jù)分析結(jié)果提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)增長(zhǎng)的政策建議。

二、建立回歸模型

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和可靠性，文中所采用的數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站我國 1982～2013 年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、居民消費(fèi)總額、政府支出、貨物出口總額的相關(guān)數(shù)據(jù)。

多元線性回歸的基本原理：當(dāng)一個(gè)變量受其他變量影響時(shí)，把這個(gè)變量稱為因變量，記為Y，其他變量稱為自變量，記為X，這時(shí)相關(guān)關(guān)系可以記作：Y=f（X1，X2，…Xm）+ε。其中f（X1，X2，…Xm）為m元回歸函數(shù)，統(tǒng)稱為多元回歸函數(shù)，ε為Y與f（X1，X2，…Xm）的偏差，它是隨機(jī)變量，并假設(shè)E（ε）=0。

選取解釋變量 ：國內(nèi)生產(chǎn)總值 Y；被解釋變量依次選?。?居民消費(fèi)水平X1；政府支出X2，貨物出口額X3。初步建立模型：Yi=β0+ β1X1i+β2X2i+β3X3i+εi。利用Eviews3.1做回歸分析：利用最小二乘法，我們可以得到如下回歸分析結(jié)果方程：

=104.9701+1.443571X1+1.287993X2+0.670325X3

模型估計(jì)結(jié)果說明：在假定其他變量不變的前提下，居民消費(fèi)水平總額每增加1億元，平均來講GDP增加1.443571億元；在假定其他變量不變的前提下，政府支出每增加1億元，平均來講GDP增加1.287993億元；在假定其他變量不變的前提下，貨物和服務(wù)出口額每增加1億元，平均來講GDP增加0.670325億元。

三、對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和修正

（一）多元線性回歸的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是指對(duì)樣本回歸直線與樣本觀測(cè)值之間擬合程度的檢驗(yàn)。可決系數(shù)R2越接近于1，該模型的擬合優(yōu)度越高。R2=0.999323，R2=0.999250。說明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合很好，即解釋變量居民消費(fèi)水平X1，政府支出X2，貨物和服務(wù)出口額X3對(duì)被解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值Y的大部分差異做了解釋。

（二）回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)

變量的顯著性檢驗(yàn)，旨在對(duì)模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系是否顯著成立作出推斷，或者說考察所選擇的解釋變量時(shí)候?qū)Ρ唤忉屪兞坑酗@著地線性影響。

1.t檢驗(yàn)：分別對(duì)H0=β0=β1=β2=β3=0的假設(shè)給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為32-3-1=28的臨界值為t0。025（28）=2.048。由數(shù)據(jù)可知，與β0，β1，β2，β3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為0.066404、12.67582、9.452584、7.988989。顯然，t1、t2、t3的絕對(duì)值均大于2.048，拒絕原假設(shè)H0，說明變量之間的關(guān)系是顯著的。

2.F檢驗(yàn)：方程顯著性F檢驗(yàn)是推斷模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系在總體上是否顯著成立。多元模型，即檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械膮?shù)（是否顯著不為0。給定顯著性水平（，得到臨界值F（（k，n-k-1），由樣本求出統(tǒng)計(jì)量F的數(shù)值，通過F（ F（（k，n-k-1）或 F（F（（k，n-k-1）來拒絕或接受原假設(shè)H0，判定原方程總體上線性關(guān)系是否顯著成立。

針對(duì)H0：β0=β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查得自由度為K=3，n-K-1=28的臨界值為F（3，28）=2.95，根據(jù)表中數(shù)據(jù)，F(xiàn)=13776.32> F（3，28）=2.95，拒絕原假設(shè)H0：β0=β1=β2=β3=0，說明回歸方程顯著，即列入模型的解釋變量聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量有顯著影響。

（三）多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真或難以估計(jì)準(zhǔn)確。多重共線性產(chǎn)生的原因主要是經(jīng)濟(jì)變量相關(guān)的共同趨勢(shì)、滯后變量的引入和樣本資料的限制。

1.相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：首先求出這些變量的相關(guān)系數(shù)，如果相關(guān)指數(shù)r的絕對(duì)值|r|接近于1，則說明兩變量存在較強(qiáng)的多重共線性。通過分析可知可知，Y和X1、Y和X2、X1和X2的相關(guān)系數(shù)均在0.99以上，即GDP和居民消費(fèi)、GDP和政府支出、居民消費(fèi)和政府支出是高度相關(guān)的。

2.多重共線性檢驗(yàn)及修正結(jié)果分析

（1）運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸：讓Y分別對(duì)X1，X2，X3做回歸（回歸結(jié)果見附錄表2、表3、表4，），得出結(jié)果匯總：

X2：R2=0.995830，R2=0.995691，t值=84.64320；X2：R2=0.986278，R2=0.985820，t值=46.43490；X3：R2=0.965093，R2=0.963930，t值=28.79982。通過上述分析，X1（居民消費(fèi)）的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量都要高于X2（投資）、X3（出口），說明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值Y與居民消費(fèi)總額X1的擬合度最好，線性關(guān)系最強(qiáng)，即在GDP的增長(zhǎng)過程中，居民消費(fèi)對(duì)其的影響力度最大。所以首先確定只含有X1的一元線性回歸模型：Y∧i=—12702.68+2.796628X1i。這也符合健康、合理的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要靠消費(fèi)來拉動(dòng)的理論依據(jù)。下面將根據(jù)以上結(jié)論進(jìn)行逐步回歸。

（2）通過逐步回歸進(jìn)行修正：將其余變量逐一代入式Y(jié)∧i=—12702.68+2.796628X1i得到下面的模型：

Y∧i=—3421.810+1.988681X1i+1.221209X2i

t （-1.266895）（12.25703）（5.046229）

R2=0.997780R2=0.997627DW=0.518467 F=6516.212

通過以上分析，得貨物凈出口X3 的可決系數(shù)、t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量均比X1、X2相應(yīng)的量小，把X3代入到關(guān)于GDP-消費(fèi)分一元回歸方程里的顯著性并不如把X2代入的顯著性，因此X3對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值Y的影響并不如X1和X2明顯，故將貨物凈出口總額X3刪除，在刪除X3后，模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均有較大改善，經(jīng)過上述逐步回歸分析，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值Y對(duì)居民消費(fèi)總額X1和政府支出X2的回歸模型為較優(yōu)，最終回歸結(jié)果如下：

Y∧=—3421.810+1.988681X1+1.221209X2

（四）序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果分析

多元線性回歸模型的基本假設(shè)之一是模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)相互獨(dú)立或不相關(guān)。如果模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)違背了相互獨(dú)立的基本假設(shè)，就是存在序列相關(guān)性。

1.用拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)法進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)：nR2=20.19401>χ20.05（2）=5.99，所以，需要進(jìn)行修正或補(bǔ)救。

2.用廣義差分法進(jìn)行修正：此時(shí)，DW=1.403217。在α=5%的顯著水平下，樣本容量為32，DW的臨界值dL=1.37，dU=1.50，因?yàn)閐L=1.37

3.用科克倫-奧科特法進(jìn)行修正：此時(shí)，DW=2.362374。在α=5%的顯著水平下，樣本容量為32，DW的臨界值dL=1.37，dU=1.50，因?yàn)閐U=1.50

四、結(jié)論和相關(guān)建議

（一）結(jié)論

經(jīng)過對(duì)模型的一系列檢驗(yàn)和修正最后得出的模型為：

Y∧=-22055.32+3.682472X1-1.485907X2

從最終的模型可看出，居民消費(fèi)、政府支出和對(duì)外出口這“三駕馬車”對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響都很大，都對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了非常積極的影響。消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主要?jiǎng)恿?，既是GDP的組成部分，又是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的助推器。投資，短期可以增加需求，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；長(zhǎng)期可以形成一定的生產(chǎn)力，增加社會(huì)產(chǎn)品的生產(chǎn)能力，提高商品供給，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。外貿(mào)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)。

其中，影響最大的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)因素是居民消費(fèi)和政府支出。因此，我國應(yīng)該繼續(xù)以擴(kuò)大內(nèi)需為主要引導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，通過各項(xiàng)積極的政策措國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。同時(shí)，政府還應(yīng)擴(kuò)大財(cái)政支出，加大投資力度，提高資金利施不斷刺激消費(fèi)，縮小城鄉(xiāng)收入差距，擴(kuò)大內(nèi)需。使國內(nèi)消費(fèi)市場(chǎng)更加活躍，拉動(dòng)用效率，滿足地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求。從而促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展。隨著經(jīng)濟(jì)全球化更加快速的發(fā)展，出口使更多的資金流入我國，從而導(dǎo)致了本來就嚴(yán)重的通貨膨脹愈演愈烈。我國應(yīng)減少貿(mào)易順差，用更加“健康”的方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

（二）根據(jù)模型的相關(guān)結(jié)論提出建議

雖然消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用越來越明顯，但是我們必須看到與世界其他國家相比，我國居民的最終消費(fèi)率偏低，屬于典型的高儲(chǔ)蓄、低消費(fèi)的國家。如何將中國從制造大國轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)大國， 這是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)良性增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在。因此，政府應(yīng)采取相應(yīng)措施，增加居民收入，特別是低收入者的收入；加大醫(yī)療、養(yǎng)老的投入比重， 培養(yǎng)能夠提高消費(fèi)率的消費(fèi)環(huán)境；建立符合國情的市場(chǎng)化、國際化的消費(fèi)政策體系等。

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式下以GDP為核心的發(fā)展觀，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過度依賴投資。但由于我國一直以來存在的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理和低水平重復(fù)建設(shè)，使得投資引起的新增生產(chǎn)要素與企業(yè)開工不足以及破產(chǎn)、淘汰相抵消。同時(shí)存在著更新改造投資所占比重過小的問題。隨著經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張、基礎(chǔ)設(shè)施完善，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際效益逐漸降低，拉動(dòng)作用逐漸減弱。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，投資需求將呈下降的趨勢(shì)。

通過以上措施的實(shí)施，來增加消費(fèi)總量，完善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，同時(shí)在以發(fā)展消費(fèi)為重心的基礎(chǔ)上，兼顧投資、進(jìn)出口貿(mào)易，保持三者協(xié)調(diào)發(fā)展，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。（作者單位：吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)）

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