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    全社會固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

    2021-09-10 07:22:44張于婧
    商展經(jīng)濟·下半月 2021年2期
    關(guān)鍵詞:外商生產(chǎn)總值山東省

    摘 要:對我國2018年31個地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進行描述性分析,并且選取我國9個省份三大產(chǎn)業(yè)增加值進行假設(shè)檢驗來分析經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu),以研究我國目前經(jīng)濟發(fā)展狀況和山東省在全國經(jīng)濟增長中的位置。在此基礎(chǔ)上,選取山東省2000—2018年全社會固定資產(chǎn)投資與山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù),分析兩者之間的關(guān)系,建立一元線性回歸模型并進行了檢驗,得出山東省全社會固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正向的線性相關(guān)關(guān)系,最后提出合理擴大投資規(guī)模及拓寬融資渠道的政策建議。

    關(guān)鍵詞:全社會固定資產(chǎn)投資;地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值;描述性分析;假設(shè)檢驗;一元線性回歸

    中圖分類號:F127 文獻標識碼:A

    DOI:10.12245/j.issn.2096-6776.2021.04.30

    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,為了恢復生產(chǎn),使我國經(jīng)濟繼復工復產(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(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。

    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)的方差與標準差均較大,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)總值分布相比標準正態(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)=標準差/平均數(shù),消除了數(shù)值大小及其計量單位對于標準差的影響。由于標準差=23905.14735,平均數(shù)=29506.6923,因此變異系數(shù)(離散系數(shù))為0.8102。

    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,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的取值確定所抽取的數(shù)值數(shù)據(jù)在二維坐標中的位置,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。

    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。

    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,即被預測的變量;將山東省NINV作為自變量,是用來預測因變量的變量?;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。

    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 擬合優(yōu)度檢驗

    模型 R R2 調(diào)整R2 標準估計的誤差

    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、標準估計的誤差為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。

    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。

    參考文獻

    柏麗.外商直接投資與吉林省經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究[J].吉林化工學院學報,2019(02):58-61.

    張路.外商直接投資、國內(nèi)資本與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究[J].市場研究,2020(01):17-19.

    譚黎陽,夏帥.房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系研究——以安徽省為例[J].經(jīng)濟師,2019(04):72-74.

    劉莉,張文愛.外商直接投資對重慶經(jīng)濟增長的貢獻研究[J].重慶理工大學學報(社會科學),2018,32(07):65-72.

    彭丹.外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響研究[J].大眾投資指南,2018(10):4.

    中國農(nóng)業(yè)大學煙臺研究院? 張于婧

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