湖北省固定資產(chǎn)投資對GDP影響的實證分析

趙 陽

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湖北省固定資產(chǎn)投資對GDP影響的實證分析

趙 陽

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽蚌埠 233030)

選取湖北省1990－2014年GDP與固定資產(chǎn)投資的時間序列數(shù)據(jù)，在EVIEWS環(huán)境下主要采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，利用自相關(guān)、異方差的檢驗與修正及滯后性分析湖北省固定資產(chǎn)投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響．結(jié)果表明，在湖北省經(jīng)濟(jì)增長過程中，固定資產(chǎn)投資發(fā)揮著積極的帶動作用，但其效果是遞減的．

固定資產(chǎn)投資；GDP；自相關(guān)；異方差；湖北省

建國初期，湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資與我國其他省份相比一直處于領(lǐng)先水平．自1978年以來至20世紀(jì)末，東部沿海地區(qū)吸引了國家的大量投資，而位于中部地區(qū)的湖北省則有所落后．為了促進(jìn)湖北省的發(fā)展，省政府重新大力提高固定資產(chǎn)投資額，這一舉措使得湖北省的國民經(jīng)濟(jì)得到了新發(fā)展，由此可見固定資產(chǎn)投資對湖北省GDP增長的重要性．2015年，我國固定資產(chǎn)投資增速同比增長10.2個百分點，大大扭轉(zhuǎn)了“十二五”以來固定資產(chǎn)投資增速持續(xù)回落的趨勢，為“十三五”開局之年注入了新的活力．當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)正處于新常態(tài)時期，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度看，“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”的根本原因正是在于固定資產(chǎn)投資的新常態(tài)．

1 湖北省GDP與IFA的基本情況

GDP即國內(nèi)生產(chǎn)總值，是指“經(jīng)濟(jì)社會(國家或地區(qū))在一定時期內(nèi)運用生產(chǎn)要素所生產(chǎn)的全部最終產(chǎn)品(物品和勞務(wù))的市場價值；是一國范圍內(nèi)所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的所有最終產(chǎn)品和服務(wù)的市場價值”[1]．作為國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，國內(nèi)生產(chǎn)總值也是衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)增長狀況的關(guān)鍵要素之一．

固定資產(chǎn)投資，是指“建造和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動，固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過程包括固定資產(chǎn)更新(局部和全部更新)、改建、擴(kuò)建、新建等活動”[2]．而IFA即固定資產(chǎn)投資額，作為一種綜合性指標(biāo)，則可以反映出固定資產(chǎn)投資的規(guī)模、速度和比例關(guān)系．

1.1 湖北省GDP與IFA快速增長

根據(jù)投資乘數(shù)原理，在經(jīng)濟(jì)社會中存在閑置資源的前提下，投資增加會導(dǎo)致國民收入的數(shù)倍增長．由表1可以看出，從1990－2014年湖北省GDP從824.4億元增長到273 67億元，與此同時，固定資產(chǎn)投資額也從110億元快速增長到24 351.8億元，這也從側(cè)面反映出固定資產(chǎn)投資已經(jīng)逐步發(fā)展成為推動湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎[3]．

1.2 GDP增長與IFA增長的變化關(guān)系

由圖1可以看出，從2000年到2010年IFA同比上年增長率大體呈波動上升趨勢；以2008年為分界點，前期GDP增速逐年走高，后期增速回落．由此可見，固定資產(chǎn)投資變動是誘發(fā)經(jīng)濟(jì)周期波動的物質(zhì)因素之一，但由于其時滯性的存在，固定資產(chǎn)投資對宏觀經(jīng)濟(jì)走勢的影響大約有1 ~ 2年的滯后期．

表1 1990－2014年湖北省GDP與IFA的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

圖1 GDP與IFA同比上年增長率

2 模型回歸估計與檢驗

2.1 相關(guān)性分析

對于大多數(shù)社會經(jīng)濟(jì)變量而言，除了其自身的變動以外，各經(jīng)濟(jì)變量相互之間很可能存在一定的依存關(guān)系，其中不確定的統(tǒng)計關(guān)系即稱為相關(guān)關(guān)系．變量之間的相關(guān)關(guān)系可以用散點圖來描述，當(dāng)散點圖中的點近似地接近于一條直線時，則稱其為線性相關(guān)．由圖2可以看出從1990－2014年湖北省GDP()隨著固定資產(chǎn)投資額IFA()的增加而增加，散點圖上的點近似地分布在一條直線兩側(cè)，因此湖北省GDP與IFA呈明顯的正相關(guān)線性關(guān)系．

圖2 1990－2014年湖北省GDP與IFA的散點圖

2.2 設(shè)立方程，估計參數(shù)

由圖2散點圖可以看出，湖北省GDP與IFA兩大經(jīng)濟(jì)變量的變動方向基本一致，相互間具有明顯的線性相關(guān)性，為進(jìn)一步分析湖北省固定資產(chǎn)投資額對GDP影響的數(shù)量規(guī)律性，探索將模型設(shè)定為線性回歸模型形式：Y=+X+u．

參數(shù)估計和檢驗的結(jié)果(見表2)為：

Y= 2 557.100 3 + 1.166 26X

(414.413 8)(0.051 5)

= (6.170 4)(22.645 5)

R= 0.957 1，= 25，= 23

= 512.819 4，DW= 0.301 5.

可決系數(shù)為0.957 1，近似接近于1，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合很好，即表明在樣本被解釋變量(湖北省GDP)觀測值的總變差中，有95.71 %由所估計的樣本回歸模型做出了解釋．給定顯著性水平0.05，由分布表可查出自由度為23，對應(yīng)概率為0.025的臨界值0.025(23) = 2.069．因為() = 6.170 4 >0.025(23) = 2.069，所以拒絕= 0的原假設(shè)，同理() = 22.645 5 >0.025(23) = 2.069，拒絕= 0的原假設(shè)．對斜率系數(shù)的顯著性檢驗表明，所建立的回歸模型中解釋變量(固定資產(chǎn)投資額)對被解釋變量(湖北省GDP)有顯著影響．

表2 回歸結(jié)果

2.3 自相關(guān)的檢驗與修正

2.3.1 DW檢驗

在DW檢驗中DW = 0.301 5，對于樣本量為25、顯著性水平為5 %、一個解釋變量的模型，查DW統(tǒng)計表可知d= 1.288，d= 1.454．模型中0＜ DW ＜d，顯然該模型中存在一階正自相關(guān)．

2.3.2 BG檢驗

用BG檢驗再作自相關(guān)檢驗，由BG一階檢驗結(jié)果可知，resid(－1)的統(tǒng)計量=9.507 3，其值為0.000小于0.05，所以顯著存在一階自相關(guān)．

同理，作BG二階檢驗，由BG二階檢驗結(jié)果可知，resid(－2)的統(tǒng)計量=－0.079 1，其值為0.937 7大于0.05，所以估計結(jié)果不顯著，接受不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)．

由以上檢驗結(jié)果可知，該模型式需要進(jìn)行適當(dāng)補(bǔ)救．之前模型運行結(jié)果中的統(tǒng)計量和統(tǒng)計量并不可信．

2.3.3 廣義差分法修正自相關(guān)

使用科克倫-奧克特迭代法作廣義差分回歸，由估計結(jié)果（見表3）DW = 1.932 7可以判斷出，d＝1.446，d＜ DW ＜4－d，表明當(dāng)顯著性水平為5 %時，模型已無自相關(guān)．經(jīng)廣義差分后模型補(bǔ)救成功．

由此，我們得到最終的模型為：

Y＝－986.169 2 ＋ 0.029 3X＋ [AR(1) ＝1.133 8]．

即固定資產(chǎn)投資每增加1億元，平均說來湖北省GDP將增加0.029 3億元．

表3 科克倫-奧克特法估計結(jié)果

2.4 異方差檢驗及修正

2.4.1 利用White方法檢驗回歸方程是否存在異方差

對模型進(jìn)行White檢驗，由檢驗結(jié)果可知Obs*R－squared=9.350 3，給定顯著性水平0.05，自由度為2，查卡方分布表，得臨界值= 5.991 5，同時和X的檢驗值也顯著．比較計算的卡方統(tǒng)計量與臨界值，因為nR= 9.350 3>= 5.991 5，所以拒絕原假設(shè)．此結(jié)果表明模型中存在異方差性，需要進(jìn)行適當(dāng)修正．

2.4.2 利用加權(quán)修正法修正

利用加權(quán)最小二乘法對原模型進(jìn)行補(bǔ)救后，檢驗值和檢驗值均顯著，因此異方差性得以修正，估計結(jié)果為：Y= 2166.267 + 1.501 4X．

White檢驗修正后，再次作異方差檢驗，檢驗是否修正成功．由異方差檢驗結(jié)果知，Obs*R-squared＝0.798 8，通過查卡方分布表，當(dāng)自由度為2，顯著性水平為5 %時，臨界值為5.991 5．比較計算的卡方統(tǒng)計量與臨界值，因為nR＝0.798 8 ＜2＝5.991 5，所以接受原假設(shè)，表明經(jīng)White檢驗修正不存在異方差，修正成功．

2.5 利用PDL方法估計分布滯后模型

通過建立互相關(guān)分析圖，可以看出湖北省GDP與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)性強(qiáng)，隨著固定資產(chǎn)投資額的變動，湖北省GDP會同方向明顯變動，這表明固定資產(chǎn)投資作為影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要因素，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著至關(guān)重要的作用．

圖3中的互相關(guān)分析結(jié)果表明該模型存在一定的滯后性且滯后期長度為3，因此從長期角度來看，通過增加固定資產(chǎn)投資量，將有力帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展[4]．

圖3 互相關(guān)分析圖

3 模型分析及結(jié)果

在影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的諸多因素中，投資、出口、消費是最直接、影響效果最為顯著的三大因素，然而本文并沒有從直接影響因素入手，而是從固定資產(chǎn)投資的角度間接的分析其對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響．在對GDP與IFA兩大經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行相關(guān)性分析的過程中，兩者的相關(guān)系數(shù)趨近于1，由此可見，IFA同樣是影響GDP的重要因素之一．

固定資產(chǎn)投資是拉動GDP增長的重要引擎，對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著舉足輕重的作用，但并不是帶動經(jīng)濟(jì)增長的唯一因素．政府不能以所謂的提高國內(nèi)生產(chǎn)總值為目標(biāo)，盲目地去擴(kuò)大對固定資產(chǎn)的投資，這樣只會導(dǎo)致對資源的浪費并加劇國內(nèi)的環(huán)境污染現(xiàn)象，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響．提高國民的福利水平以及幸福度才是政府應(yīng)該追求的最終目標(biāo)，而提高國內(nèi)生產(chǎn)總值僅僅是其實現(xiàn)途徑[5]．當(dāng)下異常火爆的房地產(chǎn)市場正是政府對國內(nèi)生產(chǎn)總值盲目崇拜的表象，這顯然是與“十三五”全面實現(xiàn)小康社會的奮斗目標(biāo)背道而馳的．因此政府需要調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)，實行合理有效的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，由此才能提高國民福利水平，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展．

4 政策建議

4.1 優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，鼓勵投資多元化

在固定資產(chǎn)的投資結(jié)構(gòu)中，除了包括國有投資，外資投資、私人投資、集體投資也是其重要組成部分．國家應(yīng)適當(dāng)放寬對外資投資、私人投資的市場準(zhǔn)入限制，適當(dāng)引進(jìn)外資，鼓勵私人投資，統(tǒng)籌固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，均衡各投資比例，將投資效用發(fā)揮到最大化．

4.2 在進(jìn)行固定資產(chǎn)投資時，應(yīng)更多地向農(nóng)村側(cè)重，加大投資力度

政府應(yīng)加大對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，逐步縮小日益擴(kuò)大的城鄉(xiāng)差距，廣闊的農(nóng)村腹地同樣是國家投資的重要方向，更是實現(xiàn)“十三五”全面建成小康社會奮斗目標(biāo)的關(guān)鍵．

4.3 嚴(yán)格把關(guān)投資質(zhì)量，避免資源浪費

加強(qiáng)對投資項目的監(jiān)管力度，建立完善的投資項目審核機(jī)制，對于那些污染環(huán)境，資源消耗嚴(yán)重的項目應(yīng)嚴(yán)禁立項，避免出現(xiàn)低效、無效投資現(xiàn)象，從而造成對資源配置的嚴(yán)重浪費．任何形式的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都不能以浪費資源、破壞環(huán)境為代價，應(yīng)堅持經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)的發(fā)展理念．

4.4 發(fā)揮政府宏觀調(diào)控作用，提高投資效率

政府應(yīng)充分發(fā)揮宏觀層面的調(diào)控作用，積極尋找投資回報率高，發(fā)展?jié)摿ν顿Y大的項目進(jìn)行投資，提高投資效率．信息服務(wù)、金融保險、社會醫(yī)療、高新科技服務(wù)等行業(yè)發(fā)展空間和潛力普遍較大，政府應(yīng)適當(dāng)加大對新興產(chǎn)業(yè)的投資比重，建立相應(yīng)的投資激勵機(jī)制，鼓勵創(chuàng)新投資以及新興產(chǎn)業(yè)投資．

[1] 樊巧利,王建忠.國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資的典型相關(guān)分析[J].時代金融,2015(5):160-161.

[2] 趙國華.論國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資模式的戰(zhàn)略思路和方法[J].行政事業(yè)資產(chǎn)與財務(wù),2014(13):4-5.

[3] 莊儒常.山東省固定資產(chǎn)投資與GDP關(guān)系實證分析[J].時代金融,2011(12):140-141.

[4] 宋敏慧,席斌,劉暾東.基于多重時間序列模型的城市固定資產(chǎn)投資與GDP的動態(tài)關(guān)系[J].廈門大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2011(1):13-16.

[5] 司增綽.我國固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)實證研究[J].統(tǒng)計與決策,2005(24):73-75.

An Empirical Analysis of the Impact of Fixed Assets Investment on GDP in Hubei Province

ZHAO Yang

(School of International Trade and Economics, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu, Anhui 233030, China)

This paper chooses the time-series data of GDP and fixed assets investment in Hubei Province from 1990 to 2014. In the EVIEWS environment, the method of econometrics is mainly used to analyze the effect of investment in fixed assets on GDP in Hubei Province by using autocorrelation, heteroskedasticity test and lagging analysis. The results show that, in the process of economic growth in Hubei Province, fixed asset investment plays a positive leading role, but the effect is decreasing.

investment in fixed assets; GDP; autocorrelation; heteroskedasticity

10.3969/j.issn.1673-2065.2017.01.014

F283

A

1673-2065(2017)01-0065-05

2016-12-05

趙 陽(1996-)，女，山東德州人，安徽財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院2014級本科生.

(責(zé)任編校：李建明 英文校對：李玉玲)