中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要影響因素實(shí)證分析

廖 茂

(四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 四川 成都 610015)

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中GDP=消費(fèi)C+投資I+政府購(gòu)買G+凈出口(X-M)。從這個(gè)公式可以看出，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的“三駕馬車”為消費(fèi)、投資以及凈出口。

對(duì)上述幾個(gè)影響因素，本文選取社會(huì)消費(fèi)品零售總額代表消費(fèi)，固定資產(chǎn)投資總額代表投資，出口總額代表出口，就業(yè)人數(shù)代表就業(yè)情況。以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)，以社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)作為自變量。就1989～2018年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，應(yīng)用ADF檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型等分析方法對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的主要影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

一、數(shù)據(jù)的收集與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)收集

中國(guó)1989～2018年GDP(Y)、以社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)的數(shù)據(jù)見表1。

表1 中國(guó)1989～2018年各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)

數(shù)據(jù)來(lái)源:Wind、中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)整理

(二)模型設(shè)定

基于數(shù)據(jù)構(gòu)建OLS模型，假設(shè)模型如下:

Y=β0+β1·X1+β2·X2+β3·X3+ui(1)

其中，Y代表GDP，X1代表社會(huì)消費(fèi)品零售總額，X2代表固定資產(chǎn)投資總額，X3代表出口總額，ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為克服數(shù)據(jù)中異方差現(xiàn)象，對(duì)四個(gè)變量取對(duì)數(shù)，模型如下：

lnY=β0+β1·lnX1+β2·lnX2+β3·lnX3+ui

二、因果關(guān)系檢驗(yàn)

滯后長(zhǎng)度為7的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)是拉動(dòng)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)增長(zhǎng)的原因。

三、時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示lny、lnx1、lnx2、lnx3均為非平穩(wěn)序列。而lny、lnx1、lnx2、lnx3的二階差分均為平穩(wěn)時(shí)間序列。

四、協(xié)整檢驗(yàn)

又lny、lnx1、lnx2、lnx3的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，lny～I(xiàn)(2)、lnx1～I(xiàn)(2)、lnx2～I(xiàn)(2)、lnx3～I(xiàn)(2),滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提?；貧w模型估計(jì)結(jié)果為：

lnY=1.552+0.681·lnX1+0.121·lnX2+0.18·lnX3

(1)

t=(3.307) (4.716) (1.405) (3.118)

模型(1)的實(shí)際值與擬合值效果圖如下所示,擬合情況較好。

模型(1)估計(jì)殘差序列為E,若變量序列l(wèi)ny、lnx1、lnx2、lnx3存在協(xié)整關(guān)系,則序列E應(yīng)具有平穩(wěn)性，對(duì)E做單位根檢驗(yàn)。由于統(tǒng)計(jì)量ADF=-6.996小于不同檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值，因此殘差序列E為平穩(wěn)序列。所以lny、lnx1、lnx2、lnx3存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系所對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期均衡方程式為式(1)所示，此方程具有明確的經(jīng)濟(jì)意義。

模型(1)回歸結(jié)果表明，社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)的長(zhǎng)期變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)存在正向影響。社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)將依次增加0.681%、0.121%、0.18%。

五、誤差修正模型

因?yàn)閘ny、lnx1、lnx2、lnx3存在協(xié)整關(guān)系，可以建立誤差修正模型?；貧w結(jié)果如下所示：

lny、lnx1、lnx2、lnx3的誤差修正模型為：

Δlnyt=0.0027+0.733Δlnx1t+0.082Δlnx2t+0.174Δlnx3t-0.0165ECMt-1

(2)

t=(0.192) (5.451) (1.098) (3.694) (-0.054)

模型通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其中變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，它們分別為分析和預(yù)測(cè)中國(guó)GDP提供了具體的較好的理論模式。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。模型(2)反映了lny受lnx1、lnx2、lnx3影響的短期波動(dòng)規(guī)律。

模型(2)的實(shí)際值與擬合值效果圖如下所示,擬合情況較好。

模型(2)回歸結(jié)果表明，社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)的短期變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)存在正向影響。社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)將依次增加0.733%、0.082%、0.174%。此外，由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，因而它表明每年實(shí)際發(fā)生的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與長(zhǎng)期均衡值的偏差中的1.65%被修正。上述模型反映了lny受lnx1、lnx2、lnx3影響的短期波動(dòng)規(guī)律。

六、模型預(yù)測(cè)級(jí)簡(jiǎn)要評(píng)價(jià)

模型(1)回歸結(jié)果表明，社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)的長(zhǎng)期變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)存在正向影響。社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)將依次增加0.681%、0.121%、0.18%。

模型(2)回歸結(jié)果表明，社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)的短期變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)存在正向影響。社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)以及出口總額(X3)在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)將依次增加0.733%、0.082%、0.174%。

它們分別為分析和預(yù)測(cè)中國(guó)GDP提供了具體的較好的理論模式。