高 宇/ 文
中國的國民生產(chǎn)總值從1978 年的0.36 萬億元逐步增長到2018 年的90 萬億元,平均年增長率為6%。然而,隨著近年來經(jīng)濟增速的放緩,“發(fā)展不平衡、不充分”成為制約我國經(jīng)濟持續(xù)增長的主要阻力。從地域角度來看,中國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡主要體現(xiàn)在南北發(fā)展的不平衡上。據(jù)統(tǒng)計,南方地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值占全國的62%,北方地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值占全國的38%。上海作為我國經(jīng)濟發(fā)展的龍頭,是我國經(jīng)濟增長代表性城市,研究上海的經(jīng)濟增長對解決發(fā)展不平衡是有益的。作為推動經(jīng)濟增長的三大動力之一的投資是影響經(jīng)濟增長的重要因素。固定投資作為主要投資類型,長期以來對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生重大影響。因此,研究投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系有助于解決南北之間的發(fā)展不平衡問題。鑒于此,本文基于上海地區(qū)的數(shù)據(jù),研究上海地區(qū)固定投資與生產(chǎn)總值的關(guān)系,為解決發(fā)展不平衡提供有益參考。
1.變量的選擇
一是解釋變量的選取。上海固定資產(chǎn)投資分為國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、合資企業(yè)、有限責任公司、私營企業(yè)、個體、港澳臺投資企業(yè)和外商企業(yè)。其中,集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、合資企業(yè)、港澳臺投資企業(yè)和外商投資企業(yè)影響因素較小。因此,選取占主要成分的國有企業(yè)、有限責任公司、個體的固定投資額作為解釋變量。
二是被解釋變量的選取。本文研究了上海市固定投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系,被解釋變量為上海地區(qū)GDP。
在實證分析中,國有企業(yè)固投以GI 表示,有限責任公司固投以LCI 表示,私營企業(yè)固定投資以CI 表示,上海市生產(chǎn)總值以GDP 表示,并對所有變量取ln 值。
2.數(shù)據(jù)來源
數(shù)據(jù)來源于上海市統(tǒng)計年鑒,數(shù)據(jù)選擇的時間范圍為2007—2018 年。
本文使用VAR 模型進行實證研究。運用Stata15 軟件,通過建立VAR 模型,研究國有企業(yè)、有限責任公司、個體的固投對上海市生產(chǎn)總值的影響,分析國有企業(yè)、有限責任公司、個體的固投與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性。
1.平穩(wěn)性檢驗
為避免非平穩(wěn)時間序列,使回歸分析中存在偽回歸問題,本文采用單位根檢序列中是否存在單位根。如果存在單位根,則序列是非平穩(wěn)的,并且需要處理數(shù)據(jù)以使序列平穩(wěn)。
表1 是單位根檢驗的結(jié)果,lnGDP、lnGI、lnLCI、lnCI 的T 統(tǒng)計量沒有通過檢驗,P 值大于5%顯著水平,lnGDP、lnGI、lnCI 含有單位根的原假設成立,數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。對原始數(shù)據(jù)進行一階差分后,D(lnGDP)、D(lnCI)的P 值小于5%,D(lnLCI)、D(lnGI)的P 值小于10%,拒絕原假設,可以得出結(jié)論,一階差分的數(shù)據(jù)穩(wěn)定。
2.協(xié)整檢驗
由平穩(wěn)性檢測可知數(shù)據(jù)平穩(wěn)且一階單整,采用協(xié)整檢驗法判斷l(xiāng)nGDP、lnGI、lnLCI、lnCI 是否存在長期關(guān)系。因此,使用Johansen 協(xié)整檢驗,lnGDP、lnGI、lnLCI、lnCI 檢驗結(jié)果如表2 所示。這表示在5%的顯著性要求下原假設成立,說明lnGI、lnLCI、lnCI 與lnGDP 之間具備協(xié)整關(guān)系。
表2 跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果
表3 標準化協(xié)整系數(shù)
根據(jù)表3 列出的協(xié)整系數(shù),變量之間的關(guān)系可以表示為:
從上式可以看出,有限責任公司固投系數(shù)為0.59,個人固投系數(shù)為0.46,國有企業(yè)固投系數(shù)為0.26,可以看出有限責任公司和個人的固投對經(jīng)濟增長的促進作用遠大于國有企業(yè)的固投。
3.向量自回歸模型的構(gòu)建
VAR 模型首先要確定其滯后階數(shù),考慮到實際情況,將VAR 模型的最大滯后階數(shù)設定為2 階。根據(jù)表4 所顯示的判定可知最優(yōu)滯后階數(shù)為1 階,故可建立VAR(1)模型。
表4 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果
圖1 滯后階數(shù)單位根檢驗
完成VAR 模型后,測試VAR 模型的穩(wěn)健性,結(jié)果如圖1所示。它的所有單位根都在圓內(nèi),表明VAR 模型是穩(wěn)定的。
4.脈沖響應函數(shù)分析
脈沖響應是對變量施加一個標準差的沖擊后所產(chǎn)生的影響。脈沖響應的結(jié)果如圖2 所示,滯后期為8 年。
一是個人固投對國有企業(yè)固投、有限責任公司固投及上海市GDP 的脈沖響應。本期給上海市GDP 一個沖擊后,對個人固投有微弱的正向效應,這種正向效應隨著時間而逐漸衰減;給國企固投沖擊后,對個人固投有正效應,并在第2 年達到最大值,隨后慢慢減弱;個人固投受GDP 的沖擊后,由負效應逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎?/p>
二是上海市GDP 對個人固投、國有企業(yè)固投、有限責任公司固投的脈沖響應。給個人固投一個沖擊后,對上海GDP 有微弱的正效應;給國有企業(yè)固投一個沖擊后,對上海GDP 的效應由負逐漸轉(zhuǎn)正;給有限責任公司一個沖擊后,對上海GDP 的沖擊最大,并在第二年達到最大值。
三是國有企業(yè)固投對個人固投、有限責任公司固投及上海市GDP 的脈沖響應。給個人固投和有限責任公司固投一個沖擊,對國有企業(yè)固投影響由負效應轉(zhuǎn)為正效應。
四是有限責任公司固投對個人固投、國有企業(yè)固投及上海市GDP 的脈沖響應。對上海GDP 一個沖擊,有限責任公司固投收到的影響較小;給國有企業(yè)固投一個沖擊,對有限責任公司固投有正效應,并在第一年達到最大值,隨后會趨向于0 軸;給個人固投一個沖擊,會對有限責任公司造成負效應,并隨著時間回歸到正效應。
圖2 脈沖響應分析圖
5.方差分解分析
方差分解是解釋當一個變量發(fā)生波動時,其他變量對其波動的貢獻率,從而分析不同變量受到?jīng)_擊時的重要程度,分析結(jié)果如果3 所示。
一是在個人固投的波動中,自身的貢獻率占52%,0—3.6%可以由國有企業(yè)固投的波動解釋,13%—18%可以由有限責任公司固投的波動來解釋,0—7%由上海GDP 波動解釋??梢钥闯錾虾€人固投除受自身因素影響外,有限責任公司固投是影響個人固投的主要因素。
二是在上海GDP 的波動中,60%可由自身波動解釋,0—32%可由有限責任公司的波動解釋,0—5%可由國有企業(yè)固投波動解釋,0—0.2%可有個人固投解釋。
三是在國有企業(yè)的固投中,超過80%是由自身波動解釋,24%—36%是由有限責任公司固投的波動解釋,5%—20%是由個人固投波動所解釋,14%—23%是由上海GDP 波動解釋。
四是在有限責任公司的固投中,由28%—63%由自身波動解釋,11%由國有企業(yè)固投的波動解釋,28%—37%由個人固投所解釋,12%—22%由上海GDP 的波動所解釋。從短期來看,有限責任公司的波動由自身波動解釋;從長期來看,個人固投對有限責任公司固投的波動占主要因素。
圖3 方差分解分析圖
1. 結(jié)論
從上述脈沖響應和方差分解得到的結(jié)果表明,固投對上海市GDP 具有促進作用。短期內(nèi),國有企業(yè)固投、個人固投、有限責任公司固投均對GDP 的增長有促進作用;長期來看,有限責任公司固投的增加對GDP 的貢獻最大,是GDP 增長的主要因素。
2. 政策建議
(1)促進有限責任公司固投。充分發(fā)揮有限責任公司固投對經(jīng)濟增長的推力,對相關(guān)投資政策進行扶持優(yōu)化,推動經(jīng)濟穩(wěn)步增長。結(jié)合各地區(qū)的現(xiàn)狀,加強基礎(chǔ)設施建設,穩(wěn)步提高社會綜合發(fā)展水平,為相關(guān)行業(yè)的發(fā)展提供支撐。提升公共服務質(zhì)量和水平,為企業(yè)優(yōu)化相關(guān)手續(xù),解決融資難、融資成本高等問題。
(2)鼓勵個人固投。營造公平公正的環(huán)境,確保個人投資的利益,對非政府所涉及的行業(yè),給予一定的寬松;對政府與個人都有涉及的行業(yè),保證在經(jīng)營過程中的公平問題,避免出現(xiàn)對個人投資的擠出,防止打擊其積極性。
(3)國有企業(yè)固投的穩(wěn)定持續(xù)。上海國有企業(yè)的固投,對GDP 的增長貢獻率低于有限責任公司和個人固投,但是國有企業(yè)的固投是一個地方經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ),維持長期穩(wěn)定的國有企業(yè)固投是經(jīng)濟增長的根本保障。