我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及其影響因素的回歸分析

【摘 要】 本文采用1978年到2016年的時(shí)間序列用stata進(jìn)行OLS及協(xié)整回歸，得出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和城鎮(zhèn)居民人均收入存在正相關(guān)的關(guān)系，而與就業(yè)人數(shù)存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。我國(guó)就業(yè)人數(shù)大部分集中于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，就業(yè)帶來(lái)的對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用并不明顯。

【關(guān)鍵詞】 GDP 城鎮(zhèn)人均收入 就業(yè)人數(shù)

一、引言

GDP是指一個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）在一定時(shí)期內(nèi)運(yùn)用全部生產(chǎn)要素生產(chǎn)的最終產(chǎn)品和勞務(wù)的總價(jià)值，常常被用來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況的指標(biāo)。我國(guó)自1985年開(kāi)始計(jì)算國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，作為發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算的歷史比較短，在這方面的研究并不是特別深入。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各種指標(biāo)的研究由來(lái)已久，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究表明，以往最多的是對(duì)消費(fèi)、投資和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系的研究，而在城鎮(zhèn)人均收入、人口規(guī)模、通貨膨脹率、就業(yè)等因素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究并不是特別多。

二、文獻(xiàn)綜述

尚華，馬宵玥運(yùn)用VAR 模型，通過(guò)對(duì) 1995 年到 2016年22年間通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證研究，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)當(dāng)期對(duì)通貨膨脹有一個(gè)正向影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滯后一期對(duì)通貨膨脹有一個(gè)負(fù)向的影響，隨著滯后期的增加，負(fù)向影響逐漸減弱;侯青利用門限回歸模型（threshold regression model）分析中國(guó)通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不是單一形態(tài)，而是具有非線性特征。中國(guó)經(jīng)濟(jì)存在最優(yōu)通貨膨脹區(qū)間 1.4%～5.1%，而當(dāng)通貨膨脹高于 5.1%或低于 1.4%時(shí)，通貨膨脹（通過(guò)影響生產(chǎn)要素）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)的影響。張曉波等通過(guò)構(gòu)建多變量VAR 模型進(jìn)行實(shí)證分析顯示，從長(zhǎng)期看， 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)具有穩(wěn)定的關(guān)系， 并且城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響程度比農(nóng)村居民消費(fèi)大;從短期看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與農(nóng)村居民消費(fèi)的變動(dòng)對(duì) GDP的變動(dòng)均有正向促進(jìn)作用。林小納，卓敏華選取了 2005—2014 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并利用Stata 進(jìn)行數(shù)據(jù)回歸分析，得出中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與非農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)存在很大關(guān)系。封志明， 劉曉娜通過(guò)構(gòu)建人口經(jīng)濟(jì)一致性系數(shù)和人口經(jīng)濟(jì)偏離度指數(shù)總體來(lái)看，近 10 年來(lái)中國(guó)人口分布與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間一致性趨于強(qiáng)化，人口經(jīng)濟(jì)一致性趨于增強(qiáng)。周文興運(yùn)用非經(jīng)典時(shí)間序列的方法通過(guò)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)的基尼系數(shù)的實(shí)證分析，得出城鎮(zhèn)人均收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在協(xié)整關(guān)系。本文以宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為切入點(diǎn)，通過(guò)實(shí)證分析，理清我國(guó)過(guò)去 40 年間城鎮(zhèn)人均收入、消費(fèi)、人口及就業(yè)人數(shù)、通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，試圖得到一個(gè)清晰的結(jié)論。

三、數(shù)據(jù)處理與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)處理

1. 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文為研究1978年～2016年中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變動(dòng)的原因，選取了城鎮(zhèn)人均收入（SR），居民消費(fèi)水平（XF），就業(yè)人數(shù)（WO），通貨膨脹率（RATE），人口數(shù)（ZK）五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。其中，所有數(shù)據(jù)的1997年至2016年部分來(lái)自于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，而其余部分來(lái)自于百度百科，豆丁網(wǎng)以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒。鑒于數(shù)據(jù)來(lái)源的不同，為保證數(shù)據(jù)的可信性，在年份重疊的部分與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)進(jìn)行比對(duì)，確認(rèn)無(wú)誤后方選取。

2. 變量選擇

現(xiàn)以 1978年為基期，對(duì)上述各指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整，為了使各變量趨于平穩(wěn)，將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、城鎮(zhèn)人均收入（SR）、居民消費(fèi)水平（XF）、就業(yè)人數(shù)（WO）、人口數(shù)（ZK）進(jìn)行對(duì)數(shù)變換 ，并分別記為 LnGDP、LnSR、LnXF、LnWO、LnZK。對(duì)各時(shí)序變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)序列LnGDP、LnSR 、LnXF、LnWO、LnZK、RATE都是非平穩(wěn)的 ，其滯后多階可使某些數(shù)據(jù)平穩(wěn)。并利用協(xié)整檢驗(yàn)法來(lái)考察各個(gè)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系， 反映SR、XF、WO、ZK、RATE對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在長(zhǎng)期影響。

3.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在試驗(yàn)中所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列，需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，得到序列的單整階數(shù)，再判斷其是否具有協(xié)整關(guān)系。

將時(shí)間序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如附錄表二數(shù)據(jù)、滯后1階都不平穩(wěn)。將序列直到滯后12階得到LnGDP、LnSR和LnWO序列平穩(wěn)且序列均為同階單整。所以這些序列均可進(jìn)行協(xié)整回歸。

四、估計(jì)協(xié)整模型

1. 協(xié)整回歸

以GDP作為被解釋變量，人均收入（SR）、人均消費(fèi)（XF）、人口總量（ZK）以及就業(yè)人數(shù)（WO）用OLS法，通過(guò)Stata軟件來(lái)估計(jì)回歸模型，得到回歸方程為：

LnGDP=2.53+0.86LnSR+0.34LnXF+0.14LnZK-0.27LnWO

2. 異方差及其檢驗(yàn)

異方差是為了保證回歸參數(shù)估計(jì)具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，是線性回歸模型的一個(gè)重要假定。在此運(yùn)用White檢驗(yàn)的方法進(jìn)行檢驗(yàn)是否具有異方差。得到的結(jié)果如下圖：

檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)p值等于0.1221，接受同方差假說(shuō)，說(shuō)明不存在異方差。

3. 回歸估計(jì)

在對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)后，剔除產(chǎn)生共線性的變量后得到的回歸方程如下：

LNGDP = 4.23+1.23LNSR-0.31LNWO

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文選取的數(shù)據(jù)是從1978年到2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此首先需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，在通過(guò)ADF滯后12期之后，數(shù)據(jù)符合了平穩(wěn)性的要求。之所以選擇滯后12期，一方面是因?yàn)閷?shí)際操作當(dāng)中，在滯后期低于12時(shí)數(shù)據(jù)基本上都是不平穩(wěn)的;另一方面是因?yàn)?，ADF檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)滯后階數(shù)很敏感，如果階數(shù)過(guò)小，即滯后期太小，擾動(dòng)項(xiàng)可能會(huì)存在自相關(guān)，使得檢驗(yàn)出現(xiàn)偏差。在消除自相之后利，用stata進(jìn)行OLS回歸，可以看出盡管回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度非常好，但是可以明顯的看出人均消費(fèi)（XF）、人口總量（ZK）以及就業(yè)人數(shù)（WO）t檢驗(yàn)的p值是明顯大于0.05的，因此回歸模型是有一定缺陷的，因此需要對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。首先是對(duì)異方差的檢驗(yàn)，利用white檢驗(yàn)可以看出模型并沒(méi)有異方差。其次，對(duì)模型進(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)，多重共線性檢驗(yàn)時(shí)觀察解釋變量之間是否可以相互表出，根據(jù)最初回歸結(jié)果和解釋變量的選擇，我們可以大致猜測(cè)出模型是具有多重共線性的，經(jīng)過(guò)vif檢驗(yàn)可以看出，人均收入、人均消費(fèi)、人口總量和就業(yè)人數(shù)的檢驗(yàn)只明顯大于10，說(shuō)明模型存在嚴(yán)重的多重共線性，為了消除多重共線性，采取結(jié)合經(jīng)濟(jì)理論的方法，將總?cè)丝诤腿司M(fèi)進(jìn)行剔除，這樣做的經(jīng)濟(jì)學(xué)原因是：GDP一般和參加工作的人有關(guān)，而總?cè)丝诋?dāng)中還包括了許多未參與生產(chǎn)活動(dòng)的人，而且總?cè)丝谝彩前蜆I(yè)人數(shù)的。對(duì)于人均消費(fèi)的剔除，其原因是人均收入決定人均消費(fèi)，兩者之間存在一定的關(guān)系。在剔除完相關(guān)解釋變量后再次進(jìn)行vif檢驗(yàn)得到此時(shí)模型消除了多重共線性。最后重新進(jìn)行回歸可以看出相關(guān)解釋變量t檢驗(yàn)的p值是符合要求的，而且模型的擬合優(yōu)度很高。

綜上所述，可以看出國(guó)民生產(chǎn)總值GDP和城鎮(zhèn)居民人均收入存在正相關(guān)的關(guān)系，而與就業(yè)人數(shù)存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。隨著改革開(kāi)放程度的一步步加深，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，居民收入不斷增加，更多的收入帶來(lái)了更多地消費(fèi)，消費(fèi)的增加又刺激了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，主要表現(xiàn)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加。模型中的就業(yè)人數(shù)之所以與GDP是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，可能是因?yàn)槲覈?guó)就業(yè)人數(shù)大部分集中于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，就業(yè)帶來(lái)的對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用并不明顯，除此之外，我國(guó)作為“世界工廠”，就業(yè)人數(shù)隨我國(guó)承接發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的數(shù)量增加而不斷增加，但是由于承接的大部分產(chǎn)業(yè)存在高污染、高耗能、附加值低的問(wèn)題，也就意味著就業(yè)人數(shù)的增加可能帶來(lái)的更大的負(fù)的外部性，會(huì)限制其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及生產(chǎn)能力的提升，進(jìn)而影響國(guó)民生產(chǎn)總值的提高。

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作者簡(jiǎn)介：丁莉（1994—），女，漢族，河南永城人，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，單位：北京工商大學(xué)理論經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè)，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)。