全社會固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析
——以山東省為例

1 前言

隨著經(jīng)濟全球化的浪潮，世界上各國都在尋求促進經(jīng)濟增長的方法，以提升綜合國力。近幾年來，我國經(jīng)濟總量的增長逐漸趨于平穩(wěn)，經(jīng)濟發(fā)展形式不斷發(fā)生變化，致力于不斷深化改革開放，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)，繼續(xù)維持經(jīng)濟穩(wěn)定增長。在我國，經(jīng)濟增長的動力可以來源于內(nèi)需的拉動，投資的擴大以及科學(xué)技術(shù)建設(shè)，管理水平的提高。目前，新冠疫情使得我國經(jīng)濟各領(lǐng)域受到程度不一的沖擊，同時這場疫情也為我們敲響了加快醫(yī)療技術(shù)建設(shè)的警鐘，為了恢復(fù)生產(chǎn)，使我國經(jīng)濟繼復(fù)工復(fù)產(chǎn)之后重歸運轉(zhuǎn)并且回歸穩(wěn)定增長的水平，離不開合理的投資政策。綜上所述，通過研究我國經(jīng)濟增長狀況以及探究山東省全社會固定資產(chǎn)投資(NINV)與經(jīng)濟增長指標(biāo)(GDP)之間的關(guān)系，在有針對性地提出適合于我國經(jīng)濟增長的政策建議方面具有研究意義，從而使得經(jīng)濟增長好于預(yù)期，保持就業(yè)向好發(fā)展，穩(wěn)定國際收支平衡。

2 文獻綜述

我國學(xué)者在經(jīng)濟增長因素研究方面取得了豐富的成果，在投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系研究方面，主要集中在外商直接投資、房地產(chǎn)投資與GDP關(guān)系這兩個方面。例如，柏麗(2019)為研究吉林省外商直接投資對于經(jīng)濟發(fā)展的顯著推動作用，建立了VAR模型，選取2000年到2016年吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值與外商直接投資數(shù)據(jù)，進行了滯后階數(shù)的確定、參數(shù)估計、單位根檢驗、脈沖響應(yīng)分析，得出結(jié)論為經(jīng)濟增長與FDI之間存在正向關(guān)系，且較為顯著，并且提出了改善投資環(huán)境、加強外商投資產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向、完善外資投向地區(qū)布局的建議。張路(2020)通過ADF檢驗、VAR協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析對所選取的數(shù)據(jù)進行處理，得出外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，外資和國內(nèi)資 本與經(jīng)濟增長有Granger意義上的雙向因果關(guān)系，F(xiàn)DI進入初期可以帶動投資并對我國投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)的結(jié)論。譚黎陽、夏帥(2019)分析了安徽省1996年到2016年房地產(chǎn)投資以及地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，提出了加大戶籍制度改革力度，確保房地產(chǎn)市場穩(wěn)定和成熟發(fā)展等建議。劉莉(2018)等通過運用擴展的Solow-Swan模型研究1990年到2016年重慶市的外商直接投資對于經(jīng)濟增長的貢獻，得出重慶市的經(jīng)濟增長動力在于國內(nèi)資本積累，從而注重國內(nèi)資源稟賦，提升FDI的引資質(zhì)量和改革創(chuàng)新發(fā)展動力的政策主張。彭丹(2018)則通過梳理外商直接投資的有關(guān)文獻，從資本積累效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)兩個方面分析其對經(jīng)濟增長的影響路徑，指出外商直接投資的積極、消極影響，并據(jù)此提出凈化投資環(huán)境，引入特色產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮FDI在經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變中的作用。但是，在經(jīng)濟增長因素研究中，缺少以一個地區(qū)或者省份為例來探究其NINV對于GDP的影響。本文通過建立山東省全社會固定資產(chǎn)投資與山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸模型并運用SPSS進行檢驗，分析兩者之間的關(guān)系并列出一元線性回歸方程。

3 我國分地區(qū)經(jīng)濟增長情況概述

3.1 數(shù)據(jù)來源

為分析我國經(jīng)濟增長情況，選取2018年31個地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)進行描述性統(tǒng)計分析；為研究目前我國經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)，抽取我國2018年9個地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)增加值（數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計年鑒，運用統(tǒng)計學(xué)分析軟件SPSS17處理數(shù)據(jù)）。

3.2 我國地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值圖表分析及概括性度量

由于所選取的對象為數(shù)值數(shù)據(jù)，并且是一個樣本，可以運用直方圖和箱線圖來展示數(shù)據(jù)的分布特征。在原始數(shù)據(jù)經(jīng)過分組等類別化的處理后，可以運用直方圖來觀察數(shù)據(jù)分布特征，如圖1所示。

圖1 我國2018年地區(qū)生產(chǎn)總值直方圖

直方圖用長方形的寬度和高度(即矩形面積)來表示頻數(shù)分布，可以得到數(shù)據(jù)分布的大體形狀。在運用SPSS繪制出直方圖后，根據(jù)原始數(shù)據(jù)的特點，其最小值為1477.63，最大值為97277.77，將圖中組數(shù)改為5，組距(直方圖中矩形寬度所代表的含義)為20000，各個矩形是連續(xù)排列的。根據(jù)直方圖，可以判斷2018年全國各地區(qū)生產(chǎn)總值分布的大體形狀不是對稱分布，大部分地區(qū)的國民生產(chǎn)總值集中在40000億元以內(nèi)的范圍，而山東省2018年地區(qū)生產(chǎn)總值為76469.67億元，高于大部分地區(qū)的生產(chǎn)總值，位于全國前列。

首先，對數(shù)據(jù)進行水平描述，衡量一組數(shù)據(jù)水平的代表值有平均數(shù)、分位數(shù)、眾數(shù)，依據(jù)不同樣本數(shù)據(jù)的特點應(yīng)當(dāng)選擇合適的水平代表值。由表1得平均數(shù)為29506.6923，中位數(shù)為21984.7800，均值大于中位數(shù)，說明均值受到少數(shù)極端值的影響，向極大值一端靠攏。其次，對數(shù)據(jù)進行差異描述，主要是對數(shù)據(jù)的離散程度進行分析和度量，由表1得該組數(shù)據(jù)的方差與標(biāo)準(zhǔn)差均較大，表明各地區(qū)生產(chǎn)總值與其平均值之間的差異較大。最后，根據(jù)上述箱線圖和直方圖得出2018年全國各地區(qū)生產(chǎn)總值為不對稱分布，為進一步探究其離散程度，可以通過偏態(tài)系數(shù)衡量不對稱程度，通過峰度系數(shù)判斷峰值的高低。根據(jù)表1，偏度系數(shù)為1.537，為大于1的正數(shù)，說明該組數(shù)據(jù)呈現(xiàn)右偏分布且右偏程度較為嚴重，因此應(yīng)當(dāng)選擇不易受極端值影響的中位數(shù)來代表數(shù)據(jù)水平，山東省GDP在中位數(shù)水平之上，即處于國家經(jīng)濟增長的中上游。峰度系數(shù)為2.274大于0，表示2018年我國地區(qū)生產(chǎn)總值分布相比標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的峰度系數(shù)要高出2.274，為尖峰分布而非扁平分布。變異系數(shù)能夠反映某一組數(shù)據(jù)的相對離散程度，計算方法為變異系數(shù)=標(biāo)準(zhǔn)差/平均數(shù)，消除了數(shù)值大小及其計量單位對于標(biāo)準(zhǔn)差的影響。由于標(biāo)準(zhǔn)差=23905.14735，平均數(shù)=29506.6923，因此變異系數(shù)(離散系數(shù))為0.8102。

表1 我國2018年地區(qū)生產(chǎn)總值描述統(tǒng)計量

4 山東省全社會固定資產(chǎn)投資與山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系探究

4.1 數(shù)據(jù)來源

為研究山東省NINV對于經(jīng)濟增長的影響，選擇GDP作為衡量經(jīng)濟增長的量化指標(biāo)，抽取的山東省2000—2018年全社會固定資產(chǎn)投資(NINV)來源于前瞻數(shù)據(jù)庫，同時期山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的數(shù)據(jù)則來源于中國統(tǒng)計年鑒，運用統(tǒng)計學(xué)分析軟件SPSS17處理數(shù)據(jù)。

4.2 確定變量之間的關(guān)系

現(xiàn)存在山東省全社會固定資產(chǎn)投資(NINV)和山東省生產(chǎn)總值兩個數(shù)值變量，可以利用散點圖來觀察這兩個變量之間的關(guān)系。散點圖通過橫縱坐標(biāo)的取值確定所抽取的數(shù)值數(shù)據(jù)在二維坐標(biāo)中的位置，進而判斷變量之間的關(guān)系。圖2中，y軸代表山東省GDP，可以看出，山東省GDP隨著NINV的增加而增加，兩個變量有較強的正向線性關(guān)系，表明山東省NINV對于其GDP有明顯的帶動作用。

圖2 山東省GDP與山東省全社會固定資產(chǎn)投資散點圖

在通常情況下，由于總體的相關(guān)系數(shù)ρ未知，所以用樣本(2000—2018年山東省GDP、全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù))的相關(guān)系數(shù)r來代替ρ，作為總體相關(guān)系數(shù)的近似估計值。但是考慮到樣本的相關(guān)系數(shù)r會因為選取樣本不同而受到影響，需要考察樣本相關(guān)系數(shù)的可靠性，即進行顯著性檢驗。

建立原假設(shè)H0：線性關(guān)系不顯著(ρ=0)；建立備擇假設(shè)H1：線性關(guān)系顯著(ρ≠0)。一般情況相關(guān)系數(shù)在-1～1，r的絕對值越接近于1，說明兩個變量(山東省NINV與山東省GDP)的線性關(guān)系越強。由表2可以得到，自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.992，其絕對值在0.8～1，可以看作高度相關(guān)；雙尾檢驗的顯著性在保留三位小數(shù)的情況下接近于0，明顯小于α值，所以拒絕總體兩個變量之間線性關(guān)系不顯著的原假設(shè)。綜上所述，認為總體兩個變量即山東省NINV與山東省GDP之間具有顯著的線性關(guān)系，并且經(jīng)過檢驗，該組數(shù)據(jù)不會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，可以進行下述一元線性回歸模型的建立。

表2 相關(guān)系數(shù)及其檢驗

4.3 建立線性模型及估計的回歸方程

在建立山東省NINV對山東省GDP的線性回歸模型時，將山東省GDP作為因變量，即被預(yù)測的變量；將山東省NINV作為自變量，是用來預(yù)測因變量的變量?；貧w模型可以表示為y=β0+β1x+ε，其中y為因變量山東省GDP，x為山東省NINV，β0、β1均為模型的參數(shù)，ε為誤差項，經(jīng)過對誤差項的檢驗，得出ε服從正態(tài)分布的結(jié)論，相當(dāng)于符合模型形式為一條直線的假定，同時所有自變量ε的方差均相同且ε滿足獨立性假定。表3為正態(tài)分布的檢驗。

表3 正態(tài)分布檢驗

提出假設(shè)如下，建立原假設(shè)H0：總體符合正態(tài)分布；建立備擇假設(shè)H1：總體不符合正態(tài)分布。由表3得，漸進顯著性(雙側(cè))數(shù)值為0.570，由于0.570(P值)＞0.05(α值)，則可以接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，認為總體符合正態(tài)分布。在建立的回歸模型中，用樣本統(tǒng)計量去估計模型當(dāng)中的參數(shù)，則可得到估計的回歸方程。常數(shù)項表示估計的回歸直線的截距，意義為在沒有山東省全社會固定資產(chǎn)投資的影響下山東省GDP的數(shù)值；自變量的系數(shù)代表估計方程中的回歸系數(shù)，意義為當(dāng)自變量(山東省NINV)變化一個單位的時候，因變量(山東省GDP)因此而受到的改變量。

4.4 關(guān)于模型擬合優(yōu)度、線性關(guān)系、回歸系數(shù)的檢驗

表4給出了模型的相關(guān)系數(shù)R=0.992、判定系數(shù)R2=0.983，調(diào)整的判定系數(shù)即調(diào)整R2=0.982、標(biāo)準(zhǔn)估計的誤差為3056.46251。其中R2為0.982，根據(jù)其計算方法R2=SSR/SST，說明山東省全社會固定資產(chǎn)投資能夠解釋山東省GDP誤差的98.3%，R2接近于1，表明該模型的擬合程度較好。

表4 擬合優(yōu)度檢驗

表5為該模型的方差分析表，建立原假設(shè)H0：兩者不具有顯著的線性關(guān)系：建立備擇假設(shè)H1：兩者具有顯著的線性關(guān)系。由表5得F檢驗的顯著性水平Sig.接近于0，即P小于α，因此應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，即認為山東省NINV與其GDP具有顯著的線性關(guān)系，通過了線性關(guān)系的檢驗。

表5 線性關(guān)系檢驗

表6給出了模型中參數(shù)估計和檢驗的有關(guān)內(nèi)容。建立原假設(shè)H0：山東省NINV對其GDP沒有顯著性影響，建立備擇假設(shè)H1：山東省NINV對其GDP具有顯著性影響。由于t檢驗的Sig.值在保留三位小數(shù)的情況下接近于0，小于α值，因此備擇假設(shè)成立，認為山東省NINV對其GDP具有顯著性影響，則兩者通過了回歸系數(shù)的檢驗。由表6的數(shù)據(jù)，可以得到估計的回歸方程為y=8482.162+1.192x。其中8482.162為截距，在x等于0時具有實際意義；回歸系數(shù)β1=1.192，代表山東省NINV每變化(增加或者減少)1億元，山東省GDP就變化(增加或者減少)1.192億元。

表6 回歸系數(shù)檢驗

5 主要結(jié)論及政策建議

5.1 主要結(jié)論

2018年山東省經(jīng)濟總量位居全國第三名，可見“四新”經(jīng)濟投資、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、海洋強省戰(zhàn)略取得了顯著成效。但是相比較于已經(jīng)加入到“9萬億俱樂部”的廣東和江蘇來說，還是有一定的差距。通過對我國2018年9個地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)增加值的假設(shè)檢驗，可以得到農(nóng)業(yè)增長程度相比于工業(yè)和服務(wù)業(yè)較低，說明我國正處在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，優(yōu)化經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)的過程中。經(jīng)過對山東省全社會固定資產(chǎn)投資與山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值一元線性回歸檢驗，得到兩者呈現(xiàn)正向線性相關(guān)關(guān)系，建立線性回歸方程為y=8482.162+1.192x，山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值隨著全社會固定資產(chǎn)投資的增加而增加，根據(jù)國家對經(jīng)濟發(fā)展的部署及政策，山東省可通過適當(dāng)增加投資，以促進經(jīng)濟的增長。

5.2 關(guān)于經(jīng)濟增長政策建議

在合理范圍內(nèi)增加投資以促進我國經(jīng)濟增長，投資是拉動我國經(jīng)濟增長的一個重要因素，因此要重視合理投資促進經(jīng)濟發(fā)展。目前，我國經(jīng)濟因為受到疫情的影響，多個行業(yè)都遭到較大的沖擊，其中以交通運輸業(yè)、餐飲業(yè)、旅游業(yè)等服務(wù)業(yè)沖擊較為嚴重，此外我國仍然需要繼續(xù)經(jīng)濟增長的轉(zhuǎn)型升級，如加強科學(xué)技術(shù)建設(shè)、醫(yī)療衛(wèi)生建設(shè)等，這些均需要有一定規(guī)模的投資來支持。

采取積極的財政政策，拓寬融資渠道調(diào)動投資資本。依照現(xiàn)在的經(jīng)濟形勢，我國可以通過適當(dāng)放寬銀行貸款、債券融資、發(fā)行股票的限制來增加企業(yè)外部融資，同時采取鼓勵政策引導(dǎo)多元化的投資主體進行投資，將資本配置到急需資金支持或者是高效率的企業(yè)、行業(yè)中，從而增加投資，刺 激居民消費以及擴大內(nèi)需，促進我國經(jīng)濟增長。