我國國民經(jīng)濟核算的主要宏觀經(jīng)濟指標相依關系分析

摘要：文章選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出四個指標來分析生產(chǎn)類和消費類這兩個宏觀經(jīng)濟指標之間的相依關系。先根據(jù)從統(tǒng)計年鑒得到的四個指標1983-2016年的數(shù)據(jù)，將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為因變量，而最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出作為自變量建立模型。

關鍵詞：宏觀經(jīng)濟指標;Granger 因果關系檢驗;廣義差分法

中圖分類號：F221

一、研究背景

國民經(jīng)濟核算就是以整個國民經(jīng)濟為總體的全面核算，它以一定經(jīng)濟理論為指導，綜合應用統(tǒng)計核算、會計核算、業(yè)務核算，從實物資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、物質產(chǎn)品和勞務等各個角度，以各種流量和存量的形式，對能反映整個國民經(jīng)濟狀況的各種重要指標及其組成部分作系統(tǒng)的測定，并把各種指標組成一個系統(tǒng)來綜合描述一國（或地區(qū)）國民經(jīng)濟的聯(lián)系和結構的全貌[1]。新中國成立以來，我國國民經(jīng)濟核算體系經(jīng)歷了三個發(fā)展階段[2]，第一個階段是物質產(chǎn)品平衡表體系即MPS的建立和發(fā)展階段，第二個階段是MPS體系向國民賬戶體系即SNA的轉換階段，第三個階段是SNA體系的發(fā)展階段。第一個階段從1952年開始，以建立MPS體系的工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值核算為標志;第二個階段從1985年開始，以建立SNA體系的國內(nèi)生產(chǎn)總值核算為標志;第三個階段從1993年開始，以取消MPS體系的國民收入核算為標志。

二、指標篩選

本文主要是對我國國民經(jīng)濟核算的主要宏觀經(jīng)濟指標相依關系進行分析，由表1可以看出，國民經(jīng)濟核算的宏觀經(jīng)濟經(jīng)濟指標有很多，在每個經(jīng)濟指標下又包含了很多具體的指標，因此若是對整個國民經(jīng)濟核算體系的宏觀經(jīng)濟指標體系進行相依關系分析的話工作量很大，故在此僅選取其中的兩個宏觀經(jīng)濟指標進行分析，從而得到這兩個宏觀經(jīng)濟指標之間的相依關系。下面進行宏觀經(jīng)濟指標的選取。

國民經(jīng)濟核算的宏觀經(jīng)濟指標分為生產(chǎn)類、消費類、投資類以及國際經(jīng)濟和貿(mào)易類等十大類，在國民經(jīng)濟核算中，生產(chǎn)類是必不可少的，而在生產(chǎn)類中，國內(nèi)生產(chǎn)總值又是最具有代表性的，因此在首先選取生產(chǎn)類中的國內(nèi)生產(chǎn)總值。接著在剩余的九類經(jīng)濟指標中，由于本文要分析我國國民經(jīng)濟核算的主要宏觀經(jīng)濟指標之間的相依關系，因此選取消費類中的三個經(jīng)濟指標，從而分析生產(chǎn)類和消費類這兩個宏觀經(jīng)濟指標之間的相依關系。

在選定了國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出四個指標后，從中國統(tǒng)計年鑒找到了這四個指標從1983-2016年的數(shù)據(jù)。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

根據(jù)從統(tǒng)計年鑒得到的國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出這四個指標1983-2016年的數(shù)據(jù)，將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為因變量為Y，而最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出作為自變量，分別為X1、X2和X3。所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）Granger 因果關系檢驗

先對1983-2016年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出數(shù)據(jù)進行Granger 因果關系檢驗，得到Granger 因果關系檢驗結果。實驗結果表明在0.05的顯著性水平下我們可以認為國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費支出和居民消費支出之間均存在雙向的Granger 因果關系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值是最終消費支出和居民消費支出的Granger 因果關系，反過來，最終消費支出和居民消費支出也是國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger 因果關系，而國內(nèi)生產(chǎn)總值與社會消費品零售總額之間存在單向的Granger 因果關系，即社會消費品零售總額是國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger 因果關系，而國內(nèi)生產(chǎn)總值不是社會消費品零售總額的Granger 因果關系。

（三）平穩(wěn)性檢驗

在實際問題中，時間序列數(shù)據(jù)常是非平穩(wěn)序列。如果對非平穩(wěn)序列進行計量分析，往往會出現(xiàn)“偽回歸”的問題。因此，在對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸時，前提是各變量平穩(wěn)或者同階單整。檢測序列平穩(wěn)性的方法為單位根檢驗，一般有六種單位根方法，分別是ADF檢驗、PP檢驗、DFGLS檢驗、NP檢驗、ERS檢驗和KPSS檢驗。ADF檢驗、PP檢驗和DFGLS單位根檢驗方法在實際研究應用中出現(xiàn)較多，出現(xiàn)的時間也較早。本文使用常用的ADF單位根檢驗法對四個變量數(shù)據(jù)分別進行檢驗判斷是否為平穩(wěn)序列。ADF單位根檢驗的原假設是序列至少存在一個單位根，備擇假設是序列不存在單位根。由ADF單位根檢驗結果，四個變量的ADF值都大于1%水平的臨界值，說明四個序列均為平穩(wěn)序列，可以直接進行建模分析。

（四）參數(shù)估計與檢驗

以國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量Y，最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出分別為自變量X1、X2和X3，建立多元線性回歸模型進行參數(shù)估計，得到參數(shù)估計方程如下：

可以發(fā)現(xiàn)，回歸模型的DW值都較小，在給定5%的顯著性水平下，查DW統(tǒng)計表可知模型中殘差項存在著正自相關問題。

因此，模型估計的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值不可靠。本文使用廣義差分法對自相關問題進行處理，得到回歸結果。

可以得到廣義差分法對自相關問題進行修正后的回歸模型如下：

經(jīng)修正后，模型的DW值為1.8349，落入無自相關的區(qū)域中，即模型的自相關問題得到了很好的修正。下面考慮模型的顯著性以及擬合優(yōu)度問題，由表5可以明顯的看出最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出三個自變量的p值均為0，也就是說最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出為自變量三個自變量在0.01的顯著性水平下均顯著。除此之外，關于模型的判定系數(shù)，廣義差分法修正后的模型的判定系數(shù)為0.9983，調整的判決系數(shù)為0.9982，具有很高的擬合優(yōu)度?？偟膩碚f，模型的擬合度很好。

四、結論

文中先根據(jù)從統(tǒng)計年鑒得到的國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出這四個指標1983-2016年的數(shù)據(jù)，將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為因變量，而最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出作為自變量建立模型。

1.先對1983-2016年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出數(shù)據(jù)進行Granger 因果關系檢驗，最終得出在0.05的顯著性水平下國內(nèi)生產(chǎn)總值與與最終消費支出和居民消費支出之間均存在雙向的Granger 因果關系，而國內(nèi)生產(chǎn)總值與社會消費品零售總額之間存在單向的Granger 因果關系。

2.以國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量，最終消費支出、社會消費品零售總額和居民消費支出為自變量的參數(shù)估計方程并進行廣義差分修正。最終發(fā)現(xiàn)模型參數(shù)均在0.01的顯著性水平下均顯著。并且模型的判定系數(shù)為0.9983，調整的判決系數(shù)為0.9982，具有很高的擬合優(yōu)度。最終消費支出和居民消費支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值有著正向的影響，而社會消費品零售總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值有著反向的影響。

參考文獻：

[1]許憲春.中國國民經(jīng)濟核算體系的建立、改革和發(fā)展[J].中國社會科學，2009，06：41-59.

[2]張東光.主要宏觀經(jīng)濟指標與資源環(huán)境綜合核算研究[D].山東大學，2006.

[3]陳海明.宏觀經(jīng)濟主要指標與重點行業(yè)增長[J].證券導刊，2005，16：41-45.

[4]商廣霞.關于我國主要宏觀經(jīng)濟變量周期波動的實證分析[D].吉林大學，2011.

作者簡介：閆艷（1985—）女，漢族，河南信陽人，在讀博士，中南財經(jīng)政法大學講師，研究方向：應用統(tǒng)計。