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    消費(fèi)、投資和出口對(duì)我經(jīng)濟(jì)的影響分析

    2015-05-30 00:29:15方雷
    2015年18期
    關(guān)鍵詞:投資

    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(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的重要問(wèn)題。本文主要通過(guò)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的重要指標(biāo)。國(guó)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(guó)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(guó)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(kāi)放以來(lái),我國(guó)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(guó)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(guò)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(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站我國(guó) 1982~2013 年的國(guó)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(guó)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(shuō)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(lái)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(lái)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(lái)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)??蓻Q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(shuō)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(guó)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(shuō)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(shuō)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(guò)F( F((k,n-k-1)或 F(F((k,n-k-1)來(lái)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(shuō)明回歸方程顯著,即列入模型的解釋變量聯(lián)合起來(lái)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(shuō)明兩變量存在較強(qiáng)的多重共線性。通過(guò)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(jiàn)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(guò)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(shuō)明我國(guó)國(guó)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(guò)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(lái)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(guò)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(guò)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(guó)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(guò)上述逐步回歸分析,表明國(guó)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(guò)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響都很大,都對(duì)我國(guó)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(guó)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(guò)各項(xiàng)積極的政策措國(guó)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(guó)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(guó)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(guó),從而導(dǎo)致了本來(lái)就嚴(yán)重的通貨膨脹愈演愈烈。我國(guó)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(lái)越明顯,但是我們必須看到與世界其他國(guó)家相比,我國(guó)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(guó)家。如何將中國(guó)從制造大國(guó)轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)大國(guó), 這是促進(jìn)中國(guó)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(guó)情的市場(chǎng)化、國(guó)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(guò)度依賴投資。但由于我國(guó)一直以來(lái)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(kāi)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(guò)小的問(wèn)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(lái)看,投資需求將呈下降的趨勢(shì)。

    通過(guò)以上措施的實(shí)施,來(lái)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))

    參考文獻(xiàn):

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    [2]赫爾普曼著,王世華譯,《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的秘密》[M],北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2010年。

    [3]匡飛華,《廣東金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究》[D],廣東:暨南大學(xué)大學(xué)碩士學(xué)位論文,2009年6月。

    [4]沈利生,《“三駕馬車”的拉動(dòng)作用評(píng)估》[J],數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2011年6月,第119-121頁(yè)。

    [5]蒲曉曄,趙守國(guó)《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力變遷的國(guó)際比較及對(duì)中國(guó)的啟示》[J],經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011年1月,第46-50頁(yè)。

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