王寶強 姜懷宇

【摘 要】本文在遼寧經(jīng)濟增速放緩，投資規(guī)模逐漸降低的背景下，利用1993-2017年數(shù)據(jù)實證分析了遼寧省投資對經(jīng)濟增長的影響，并提出了相應的政策建議。

【關鍵詞】遼寧?。煌顿Y；經(jīng)濟增長

一、引言

投資，經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，與消費、出口有著同樣的作用。作為“共和國長子”的遼寧省，經(jīng)濟自從改革開放以來取得了飛速的發(fā)展，投資在其經(jīng)濟增長的過程中的作用不可忽視。受全球重工業(yè)不景氣，以及人口老齡化趨勢的影響，近兩年遼寧經(jīng)濟下滑，投資的比例更是嚴重減少。2013年遼寧省經(jīng)濟還保持著較高的增長，但是之后便一直呈現(xiàn)下滑的趨勢，2016年經(jīng)濟出現(xiàn)了負增長，下降了2.5%。全社會固定資產(chǎn)投資在2016年下降了63.5%，2017年只是有略微增長。隨著國務院深入推進實施新一輪東北振興戰(zhàn)略以及《遼寧省加快推進項目建設著力擴大有效投資實施方案》的出臺，遼寧未來經(jīng)濟增長動力十足，在此背景下研究投資對遼寧省經(jīng)濟的影響，對于遼寧省制定相關政策有著重要的意義。

二、文獻綜述

投資與經(jīng)濟增長關系的研究一直是經(jīng)濟學家研究的重點。科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)將投資作為一個重要變量，同時索洛增長模型也將投資作為影響經(jīng)濟增長的重要變量。李冬梅（2014）利用我國1993-2012年的數(shù)據(jù)研究認為，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，固定資產(chǎn)投資每增加1%，將帶動經(jīng)濟增長0.743%。晏正春（2015）利用1990-2013年的數(shù)據(jù)，采用線性回歸分析以及阿爾蒙法研究認為固定資產(chǎn)投資對四川省經(jīng)濟增長有著明顯的拉動效應以及滯后效應。王小彩（2017）研究了河北省固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響，利用1978-2015年的數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析的方法認為河北省固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長有較強的促進作用，固定資產(chǎn)投資每增加1%，將帶動經(jīng)濟增長0.7116%。從以上研究可以看出，固定資產(chǎn)對經(jīng)濟增長有促進作用，但是有關遼寧省投資對經(jīng)濟增長的影響的研究少之又少，因此本文的研究起對現(xiàn)有研究到了一定的補充作用。

三、實證分析

本文為了研究投資對遼寧省經(jīng)濟增長的影響，選取1993-2017年遼寧省全社會固定資產(chǎn)投資以及GDP的數(shù)據(jù)，將GDP作為被解釋變量，將全社會固定資產(chǎn)投資額作為解釋變量。為了消除價格對數(shù)據(jù)的影響，利用1978年為基期的消費價格指數(shù)對以上數(shù)據(jù)進行調整，換算成實際全社會固定資產(chǎn)投資額以及實際的GDP。最后為了消除時間序列的異方差問題，對所有數(shù)據(jù)進行了對數(shù)形式變換。因此本文進行分析時代表全社會固定資產(chǎn)投資的變量為LNTZ，代表經(jīng)濟增長的變量為LNGDP。本文用作計量分析的軟件為eviews10.0。

（一）平穩(wěn)性檢驗

宏觀經(jīng)濟領域的某些變量例如GDP，進出口額隨時間有著明顯變化趨勢，如果直接利用原始數(shù)據(jù)進行回歸分析，容易出現(xiàn)“偽回歸”的問題。因此在做回歸分析時通常需要做平穩(wěn)性檢驗，本文利用ADF檢驗對數(shù)據(jù)進行檢驗，檢驗結果表明變量LNGDP、LNTZ均不平穩(wěn)，但是一階差分之后均平穩(wěn)，因此LNGDP～I（1），LNTZ～I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

如果幾組時間序列進行相同次數(shù)差分之后平穩(wěn)，他們之間的線性組合有可能是平穩(wěn)序列。如果真的存在這樣一個線性組合，那么稱變量之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，這一線性組合稱為協(xié)整方程。檢驗協(xié)整關系的方法有E-G兩步法以及JJ協(xié)整檢驗。本文利用E-G兩步法進行檢驗。第一步對變量直接進行回歸分析，第二步對上一步回歸結果的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，若平穩(wěn)則變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。否則不存在協(xié)整關系。首先對LNGDP、LNTZ進行回歸分析，回歸分析結果如下：

通過以上結果可知，變量LNTZ對應的t統(tǒng)計值為15.86584，大于5%顯著性水平下的臨界值，因此變量LNTZ顯著。但是D.W.值為0.22368偏小，可能出現(xiàn)自相關，因此查D.W.檢驗上下界表dL=1.29，dU=1.45。由于0.22368小于1.29因此模型存在自相關。利用LM檢驗法進行檢驗，發(fā)現(xiàn)模型存在二階自相關。處理模型自相關的方法有廣義最小二乘法以及廣義差分法。本文利用廣義差分法進行自相關的消除，在此之前需要確定隨機干擾項的系數(shù)，常用科克輪-奧科特迭代法進行估計。在eviews中可以直接在估計時加入AR（1），AR（2）...AR（p）項，由于本文存在二階自相關，因此需要加入AR（1），AR（2）項，在進行了17次迭代之后得出了最終的估計方程：

以上分析結果中我們可以看出模型D.W.值為2.158008，查上下界表發(fā)現(xiàn)模型的自相關已經(jīng)被消除，同時各個變量均顯著。利用White檢驗法檢驗模型異方差性，發(fā)現(xiàn)模型不存在異方差。在此基礎上對最終的模型的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果認為殘差序列平穩(wěn)，因此變量LNGDP與LNTZ之間存在長期協(xié)整關系。最終可以得出的結論是遼寧省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在長期協(xié)整關系，固定資產(chǎn)投資每增加1%，將會帶動經(jīng)濟增長0.329869%。

四、結論及政策建議

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，雖然近幾年遼寧省投資比例有所下降，但總體上投資對經(jīng)濟增長是起促進作用的，投資每增加1%，將會拉動經(jīng)濟增長0.329869%。為了使投資更好的促進遼寧省經(jīng)濟增長，提出以下政策建議：

（一）擴大投資規(guī)模。投資對經(jīng)濟增長有著顯著的促進作用，因此應該繼續(xù)擴大投資規(guī)模，以創(chuàng)新為核心，深入實施智能制造、工業(yè)強基、綠色制造、服務型制造工程。大力發(fā)展先進裝備制造業(yè)向中高端邁進。

（二）優(yōu)化投資結構。對第一、二、三產(chǎn)業(yè)投資分配應該合理，在對以工業(yè)為核心的第一產(chǎn)業(yè)進行投資時應注重技術創(chuàng)新，以創(chuàng)新帶動轉型升級，將要素驅動發(fā)展轉變?yōu)閯?chuàng)新驅動發(fā)展。同時應該注重對第三產(chǎn)業(yè)的投資，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有助于吸納更多就業(yè)，推動技術進步，調整產(chǎn)業(yè)結構，以此帶動國民經(jīng)濟的增長。

（三）積極招商引資，優(yōu)化投資渠道。應該積極引進國內投資，對于高技術性、創(chuàng)新性企業(yè)應鼓勵在遼寧投資建廠。進一步提高對外開放水平，積極融入“一帶一路”建設，依托自由貿易試驗區(qū)和產(chǎn)業(yè)園區(qū)，積極引進外資。在內外資同時涌入的情況下，應形成多元化的投資渠道，營造良好投資環(huán)境。

【參考文獻】

[1]王小彩，徐丹.固定資產(chǎn)投資對河北省經(jīng)濟增長影響的實證分析——基于供給側改革背景[J].中國商論，2017（11）.

[2]晏正春.固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響效應分析——以四川省為例[J].產(chǎn)業(yè)與科技論壇，2015（3）.

[3]李冬梅.我國固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].銅陵學院學報，2014（06）.