國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP影響因素分析

原嘉潔

摘 要：許許多多的因素會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生或大或小的影響，本論文只從供給和需求這兩個(gè)方面出發(fā)，探尋有哪些因素會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生一定的影響。探尋這些不同的影響因素既可以更好地了解GDP的真正含義，還有利于政府依據(jù)GDP的大小制定不同的經(jīng)濟(jì)政策來(lái)促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本論文通過(guò)回歸分析的方法來(lái)測(cè)量不同因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)出彈性。資本的彈性系數(shù)為1.196，說(shuō)明社會(huì)總資本投資每增加1%就可以拉動(dòng)1.196%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。勞動(dòng)力的系數(shù)為0.682，說(shuō)明勞動(dòng)力投入每增加1%就可以拉動(dòng)0.682%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；社會(huì)總投資；勞動(dòng)力；新古典模型；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、研究意義

經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)一個(gè)國(guó)家是具有巨大的意義的。GDP也是各國(guó)政府所矚目的。我國(guó)的GDP逐年增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。同時(shí)，GDP是宏觀經(jīng)濟(jì)中最受到矚目的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)值，是衡量國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其中的一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。GDP指的是在一年的時(shí)間范圍內(nèi)，一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)所有常住單位所生產(chǎn)的最終產(chǎn)品以及勞務(wù)的總體價(jià)值。它對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到重要的導(dǎo)向作用，GDP的增長(zhǎng)對(duì)一個(gè)國(guó)家而言是十分重要的。

二、文獻(xiàn)綜述

歷年來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為很多學(xué)者重點(diǎn)研究的課題，趙晉平認(rèn)為社會(huì)可支配資金的規(guī)模及其配置方式和配置效率是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)，東中西部的工業(yè)總產(chǎn)值的差距正在逐步擴(kuò)大；周馮琦認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)目前為止的發(fā)展有了長(zhǎng)足的進(jìn)步和提高，但是目前如何去調(diào)整中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是目前刻不容緩需要解決的一個(gè)問(wèn)題。上述學(xué)者的研究從各個(gè)方面著手實(shí)證進(jìn)行了研究。

三、理論分析

本文采用道格拉斯函數(shù)的原理，采取勞動(dòng)力和固定資產(chǎn)投資作為影響經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在發(fā)展因素進(jìn)行研究，在后面的章節(jié)中進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證研究。從理論以及經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)，勞動(dòng)力和固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著的促進(jìn)作用，即系數(shù)是正向的，具體實(shí)證在后面的章節(jié)進(jìn)行。

四、變量測(cè)量與模型設(shè)定

被解釋變量為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，用變量Y來(lái)進(jìn)行表示。解釋變量為勞動(dòng)力，用變量L來(lái)進(jìn)行表示。勞動(dòng)力用全社會(huì)就業(yè)總?cè)藬?shù)（該數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒）來(lái)近似代替；另一個(gè)解釋變量為物質(zhì)資本投入量，用變量K來(lái)進(jìn)行表示。物資資本投入量用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資來(lái)近似代替，居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)用C來(lái)表示。

由于模型的數(shù)據(jù)很大，因此通過(guò)對(duì)數(shù)化來(lái)使數(shù)據(jù)的線性趨勢(shì)更為顯著以及減弱模型存在的異方差性，因此，對(duì)解釋變量與被解釋變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，可得模型如下：

其中， 表示常數(shù)項(xiàng)， 、 、 為待估計(jì)參數(shù)，即變量系數(shù)， 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

五、估計(jì)參數(shù)

散點(diǎn)圖：

可以看到，LNK、LNL、LNC與LNY存在比較明顯的線性關(guān)系，接下來(lái)對(duì)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

運(yùn)用Eviews軟件，將以上數(shù)據(jù)導(dǎo)入軟件，對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到下表：

根據(jù)表中的數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：

從回歸結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R^2與 F值都很大，反映了模型中各個(gè)解釋變量的聯(lián)合作用力對(duì)Y的影響顯著。并且在 的顯著性水平下，回歸系數(shù)都比較顯著，回歸方程似乎可以使用。

六、模型檢驗(yàn)

6.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果，1.421為L(zhǎng)NK的系數(shù)，說(shuō)明當(dāng)社會(huì)總資本投資每增加1%就會(huì)有1.421%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。0.655為L(zhǎng)NL的系數(shù)，說(shuō)明當(dāng)勞動(dòng)力的數(shù)量每增加1%就可以帶動(dòng)0.655%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1%，就會(huì)引起經(jīng)濟(jì)減少-0.602%。該模型符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際情況。改革開(kāi)放后，政府的人口紅利政策和增加外資的引進(jìn)為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了巨大的變化。

6.2擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由回歸結(jié)果可得，R2=0.997，修正后的 R2=0.997。這兩個(gè)數(shù)據(jù)說(shuō)明了資本和勞動(dòng)力以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)拉動(dòng)了大部分的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。模型對(duì)數(shù)據(jù)樣本的擬合效果很好。

F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，F(xiàn)值為3648.811，在0.05的顯著性水平下，整個(gè)模型不顯著的原假設(shè)是不成立的，說(shuō)明回歸方程顯著。

T檢驗(yàn)：社會(huì)總資本和勞動(dòng)力、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的各自的t值分別為7.492、34.440、-2.152，相對(duì)應(yīng)的 P 值分別 0.000 和0.000、0.039，均在0.05的顯著性水平下是顯著的。說(shuō)明資本和勞動(dòng)力，以及居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)對(duì)GDP增長(zhǎng)的作用是顯著的。

6.3計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

6.3.1 異方差性檢驗(yàn)

可以粗略判斷，殘差的擬合較好，模型不存在異方差性。對(duì)模型進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)，用懷特檢驗(yàn)方法以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臍埐铐?xiàng)是否有異方差性：

通過(guò)懷特檢驗(yàn)可以看到，Obs*R-squared為2.974，對(duì)應(yīng)的Prob. Chi-Square（2）為0.226>0.05，即在0.05的顯著性水平下，通過(guò)了同方差性檢驗(yàn)，即模型是不存在異方差的。

6.3.2 自相關(guān)性檢驗(yàn)

在模型通過(guò)異方差的檢驗(yàn)的情況下，對(duì)模型進(jìn)行殘差的自相關(guān)檢驗(yàn)，DW值為0.752，臨界值du為1.442，dl為1.098，0<0.752

可以發(fā)現(xiàn)，du<1.591<4-du，即模型不存在一階自相關(guān)性，對(duì)模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)，看模型是否存在高階自相關(guān)：

Obs*R-squared = 2.950，對(duì)應(yīng)的prob值為0.2288，大于0.05，因此，該模型不存在高階自相關(guān)。 該模型通過(guò)LM檢驗(yàn)。

6.3.3 多重共線性檢驗(yàn)

從變量的方差膨脹因子可以看出，VIF是小于10的，因此，多重共線性不嚴(yán)重，圖6.4得到的回歸結(jié)果是有效的。在進(jìn)行所有的檢驗(yàn)后，得到結(jié)果如下：

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由回歸結(jié)果可得，R2=0.997，修正后的 R2=0.997。這兩個(gè)數(shù)據(jù)說(shuō)明了資本和勞動(dòng)力以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)拉動(dòng)了大部分的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。模型對(duì)數(shù)據(jù)樣本的擬合效果很好。

F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，F(xiàn)值為3648.811，在0.05的顯著性水平下，整個(gè)模型不顯著的原假設(shè)是不成立的，說(shuō)明回歸方程顯著。

T檢驗(yàn)：社會(huì)總資本和勞動(dòng)力、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的各自的t值分別為7.492、34.440、-2.152，相對(duì)應(yīng)的 P 值分別 0.000 和0.000、0.039，均在0.05的顯著性水平下是顯著的。說(shuō)明資本和勞動(dòng)力，以及居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)對(duì)GDP增長(zhǎng)的作用是顯著的。

殘差的擬合較好，模型不存在異方差性。同時(shí)對(duì)模型進(jìn)行修正，消除了一階自相關(guān)性。并且該模型通過(guò)了LM檢測(cè)和多重共線性的檢測(cè)。

七、結(jié)論

從以上模型經(jīng)分析可得出：

（1）社會(huì)總資本和勞動(dòng)力對(duì)GDP的增長(zhǎng)有顯著的影響，并且該影響是正向的。本次的分析結(jié)果也可以證實(shí)此點(diǎn)，該影響通過(guò)了實(shí)證并且驗(yàn)證了我們的假設(shè)是成立的。

（2）但影響程度仍比較低，因此，可以判斷目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制還需要繼續(xù)完善，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還沒(méi)達(dá)到完全的優(yōu)化，經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)能力還需要繼續(xù)發(fā)展。

（3）在新古典增長(zhǎng)模型的理論基礎(chǔ)下β1+β2=1，及規(guī)模報(bào)酬是不變的。但是在我們的實(shí)驗(yàn)結(jié)果中從β1+β2>1我們可以得到規(guī)模報(bào)酬是遞增的。所以還需要增加樣本數(shù)據(jù)，理想的分析結(jié)果是規(guī)模報(bào)酬是不變的。

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