全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

摘 要：對(duì)我國(guó)2018年31個(gè)地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析，并且選取我國(guó)9個(gè)省份三大產(chǎn)業(yè)增加值進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)，以研究我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和山東省在全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的位置。在此基礎(chǔ)上，選取山東省2000—2018年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與山東省國(guó)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(jìn)行了檢驗(yàn)，得出山東省全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與國(guó)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(kuò)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(huì)固定資產(chǎn)投資;地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值;描述性分析;假設(shè)檢驗(yàn);一元線性回歸

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.04.30

1 前言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的浪潮，世界上各國(guó)都在尋求促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方法，以提升綜合國(guó)力。近幾年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)逐漸趨于平穩(wěn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展形式不斷發(fā)生變化，致力于不斷深化改革開(kāi)放，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)，繼續(xù)維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。在我國(guó)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力可以來(lái)源于內(nèi)需的拉動(dòng)，投資的擴(kuò)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(guó)經(jīng)濟(jì)各領(lǐng)域受到程度不一的沖擊，同時(shí)這場(chǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)繼復(fù)工復(fù)產(chǎn)之后重歸運(yùn)轉(zhuǎn)并且回歸穩(wěn)定增長(zhǎng)的水平，離不開(kāi)合理的投資政策。綜上所述，通過(guò)研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況以及探究山東省全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（NINV）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)（GDP）之間的關(guān)系，在有針對(duì)性地提出適合于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策建議方面具有研究意義，從而使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)好于預(yù)期，保持就業(yè)向好發(fā)展，穩(wěn)定國(guó)際收支平衡。

2 文獻(xiàn)綜述

我國(guó)學(xué)者在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素研究方面取得了豐富的成果，在投資與國(guó)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(gè)方面。例如，柏麗（2019）為研究吉林省外商直接投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著推動(dòng)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(jìn)行了滯后階數(shù)的確定、參數(shù)估計(jì)、單位根檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析，得出結(jié)論為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(qiáng)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(guò)ADF檢驗(yàn)、VAR協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析對(duì)所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得出外商直接投資、國(guó)內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，外資和國(guó)內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有Granger意義上的雙向因果關(guān)系，F(xiàn)DI進(jìn)入初期可以帶動(dòng)投資并對(duì)我國(guó)投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)的結(jié)論。譚黎陽(yáng)、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(chǎng)穩(wěn)定和成熟發(fā)展等建議。劉莉（2018）等通過(guò)運(yùn)用擴(kuò)展的Solow-Swan模型研究1990年到2016年重慶市的外商直接投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，得出重慶市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力在于國(guó)內(nèi)資本積累，從而注重國(guó)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(dòng)力的政策主張。彭丹（2018）則通過(guò)梳理外商直接投資的有關(guān)文獻(xiàn)，從資本積累效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)兩個(gè)方面分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變中的作用。但是，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素研究中，缺少以一個(gè)地區(qū)或者省份為例來(lái)探究其NINV對(duì)于GDP的影響。本文通過(guò)建立山東省全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與山東省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸模型并運(yùn)用SPSS進(jìn)行檢驗(yàn)，分析兩者之間的關(guān)系并列出一元線性回歸方程。

3 我國(guó)分地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況概述

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，選取2018年31個(gè)地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析;為研究目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)，抽取我國(guó)2018年9個(gè)地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)增加值 （數(shù)據(jù)來(lái)源為中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)分析軟件SPSS17處理數(shù)據(jù)）。

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

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

直方圖用長(zhǎng)方形的寬度和高度（即矩形面積）來(lái)表示頻數(shù)分布，可以得到數(shù)據(jù)分布的大體形狀。在運(yùn)用SPSS繪制出直方圖后，根據(jù)原始數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，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(gè)矩形是連續(xù)排列的。根據(jù)直方圖，可以判斷2018年全國(guó)各地區(qū)生產(chǎn)總值分布的大體形狀不是對(duì)稱分布，大部分地區(qū)的國(guó)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(guó)前列。

首先，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(diǎn)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(shuō)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差異描述，主要是對(duì)數(shù)據(jù)的離散程度進(jìn)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(guó)各地區(qū)生產(chǎn)總值為不對(duì)稱分布，為進(jìn)一步探究其離散程度，可以通過(guò)偏態(tài)系數(shù)衡量不對(duì)稱程度，通過(guò)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(shuō)明該組數(shù)據(jù)呈現(xiàn)右偏分布且右偏程度較為嚴(yán)重，因此應(yīng)當(dāng)選擇不易受極端值影響的中位數(shù)來(lái)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(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中上游。峰度系數(shù)為2.274大于0，表示2018年我國(guó)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(duì)離散程度，計(jì)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(jì)量單位對(duì)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。

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

4.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為研究山東省NINV對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，選擇GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的量化指標(biāo)，抽取的山東省2000—2018年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（NINV）來(lái)源于前瞻數(shù)據(jù)庫(kù)，同時(shí)期山東省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的數(shù)據(jù)則來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)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(huì)固定資產(chǎn)投資（NINV）和山東省生產(chǎn)總值兩個(gè)數(shù)值變量，可以利用散點(diǎn)圖來(lái)觀察這兩個(gè)變量之間的關(guān)系。散點(diǎn)圖通過(guò)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(jìn)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(gè)變量有較強(qiáng)的正向線性關(guān)系，表明山東省NINV對(duì)于其GDP有明顯的帶動(dòng)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(huì)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)）的相關(guān)系數(shù)r來(lái)代替ρ，作為總體相關(guān)系數(shù)的近似估計(jì)值。但是考慮到樣本的相關(guān)系數(shù)r會(huì)因?yàn)檫x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(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

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(duì)值越接近于1，說(shuō)明兩個(gè)變量（山東省NINV與山東省GDP）的線性關(guān)系越強(qiáng)。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(duì)值在0.8～1，可以看作高度相關(guān);雙尾檢驗(yàn)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(gè)變量之間線性關(guān)系不顯著的原假設(shè)。綜上所述，認(rèn)為總體兩個(gè)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(guò)檢驗(yàn)，該組數(shù)據(jù)不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，可以進(jìn)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(jì)的回歸方程

在建立山東省NINV對(duì)山東省GDP的線性回歸模型時(shí)，將山東省GDP作為因變量，即被預(yù)測(cè)的變量;將山東省NINV作為自變量，是用來(lái)預(yù)測(cè)因變量的變量。回歸模型可以表示為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(xiàng)，經(jīng)過(guò)對(duì)誤差項(xiàng)的檢驗(yàn)，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(shí)所有自變量ε的方差均相同且ε滿足獨(dú)立性假定。表3為正態(tài)分布的檢驗(yàn)。

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(jìn)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(rèn)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(jì)量去估計(jì)模型當(dāng)中的參數(shù)，則可得到估計(jì)的回歸方程。常數(shù)項(xiàng)表示估計(jì)的回歸直線的截距，意義為在沒(méi)有山東省全社會(huì)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(jì)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(gè)單位的時(shí)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(yàn)

表4 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

模型 R R2 調(diào)整R2 標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)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(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差為3056.46251。其中R2為0.982，根據(jù)其計(jì)算方法R2=SSR/SST，說(shuō)明山東省全社會(huì)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(yàn)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(rèn)為山東省NINV與其GDP具有顯著的線性關(guān)系，通過(guò)了線性關(guān)系的檢驗(yàn)。

表6給出了模型中參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)的有關(guān)內(nèi)容。建立原假設(shè)H0：山東省NINV對(duì)其GDP沒(méi)有顯著性影響，建立備擇假設(shè)H1：山東省NINV對(duì)其GDP具有顯著性影響。由于t檢驗(yàn)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(rèn)為山東省NINV對(duì)其GDP具有顯著性影響，則兩者通過(guò)了回歸系數(shù)的檢驗(yàn)。由表6的數(shù)據(jù)，可以得到估計(jì)的回歸方程為y=8482.162+1.192x。其中8482.162為截距，在x等于0時(shí)具有實(shí)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(jì)總量位居全國(guó)第三名，可見(jiàn)“四新”經(jīng)濟(jì)投資、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、海洋強(qiáng)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(wàn)億俱樂(lè)部”的廣東和江蘇來(lái)說(shuō)，還是有一定的差距。通過(guò)對(duì)我國(guó)2018年9個(gè)地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)增加值的假設(shè)檢驗(yàn)，可以得到農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)程度相比于工業(yè)和服務(wù)業(yè)較低，說(shuō)明我國(guó)正處在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)的過(guò)程中。經(jīng)過(guò)對(duì)山東省全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與山東省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值一元線性回歸檢驗(yàn)，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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值隨著全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的增加而增加，根據(jù)國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的部署及政策，山東省可通過(guò)適當(dāng)增加投資，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

5.2 關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)政策建議

在合理范圍內(nèi)增加投資以促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，投資是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素，因此要重視合理投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)因?yàn)槭艿揭咔榈挠绊懀鄠€(gè)行業(yè)都遭到較大的沖擊，其中以交通運(yùn)輸業(yè)、餐飲業(yè)、旅游業(yè)等服務(wù)業(yè)沖擊較為嚴(yán)重，此外我國(guó)仍然需要繼續(xù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，如加強(qiáng)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(lái)支持。

采取積極的財(cái)政政策，拓寬融資渠道調(diào)動(dòng)投資資本。依照現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，我國(guó)可以通過(guò)適當(dāng)放寬銀行貸款、債券融資、發(fā)行股票的限制來(lái)增加企業(yè)外部融資，同時(shí)采取鼓勵(lì)政策引導(dǎo)多元化的投資主體進(jìn)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(fèi)以及擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)

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中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)煙臺(tái)研究院? 張于婧