我國宏觀投資效率實(shí)證研究

陳張杭健， 王 力

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

?

我國宏觀投資效率實(shí)證研究

陳張杭健， 王 力*

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

自改革開放以來，投資一直是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，宏觀投資效率的提高是經(jīng)濟(jì)增長的重要前提。文章摒棄傳統(tǒng)測算投資效率的方法，通過構(gòu)造多項(xiàng)式分布滯后模型(PDL模型)來估計(jì)投資對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性，以此衡量我國宏觀投資效率，并利用Chow斷點(diǎn)檢驗(yàn)將我國宏觀投資效率劃分為三個(gè)階段，對(duì)不同階段分別構(gòu)造PDL模型，根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果，我國宏觀投資效率大致經(jīng)歷了U型反轉(zhuǎn)。針對(duì)實(shí)證研究結(jié)果，提出改善宏觀投資效率的幾點(diǎn)對(duì)策建議。

投資效率；PDL模型；Chow斷點(diǎn)檢驗(yàn)

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟(jì)不斷增長，經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿碓从谕顿Y和消費(fèi)，其中又以投資拉動(dòng)作用最大。投資率從1978年的32%一路飆升到2010年的48.61%，在投資率如此之高的情況下，倘若投資效率出現(xiàn)惡化，必然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，因此有必要對(duì)我國宏觀投資效率進(jìn)行研究。本文基于這一前提展開相關(guān)研究，即具體研究投資量與經(jīng)濟(jì)總量之間的定量關(guān)系，通過這種定量關(guān)系反映我國在不同階段的投資效率。

目前，基于發(fā)達(dá)國家勞動(dòng)力成本頗高，資本充足，對(duì)于宏觀投資效率的研究大都集中于如何從各方面優(yōu)化機(jī)制體制改革，以促進(jìn)宏觀投資效率的提高。Shu-Miao Lai,Chih-Liang Liu,Taychang Wang(2014)研究表明，通過減少企業(yè)信息不對(duì)稱，提高信息披露水平，可以有效的提高資本的投資效率。Conor M. O'Toole,Finn Tarp(2014)通過研究賄賂成本是否扭曲資源配置效率、降低單位投資回報(bào)發(fā)現(xiàn)，減少政府官員的賄賂有利于提高資金的配置效率，這一研究也表明我國當(dāng)前所提倡的反腐倡廉政策是明智的，正確的。Era Dabla-Norris,Jim Brumby(2012)通過構(gòu)造一個(gè)公共投資效率指數(shù)，從投資管理的評(píng)估、選擇、實(shí)現(xiàn)，估值等四個(gè)階段出發(fā)，研究一個(gè)國家的投資效率。

國內(nèi)關(guān)于宏觀投資效率的研究，大多通過研究宏觀投資效率指標(biāo)，給出我國從改革開放到現(xiàn)在的投資效率發(fā)展歷程。有關(guān)投資效率的衡量指標(biāo)，目前大多學(xué)者采用邊際資本產(chǎn)出率(ICOR)和資本產(chǎn)出比(I/Y)。其中ICOR應(yīng)用比較廣泛，ICOR即資本邊際生產(chǎn)率的倒數(shù)，ICOR越小，資本邊際生產(chǎn)率越高，投資效率也越高。K/Y為資本產(chǎn)出比，其中K為資本存量，Y為當(dāng)期產(chǎn)出。K/Y越高，說明投資效率越低，其比值上升速度越快表明投資效率惡化的程度越深。

本文基于前人的研究成果，通過多項(xiàng)式分布滯后模型(PDL)對(duì)投資與GDP進(jìn)行建模，參數(shù)估計(jì)值反映了一單位投資所增加GDP的量，并以此反映我國宏觀投資效率，在估算宏觀投資效率的同時(shí)，也反映當(dāng)期投資對(duì)GDP的滯后影響，并利用鄒檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，找出斷點(diǎn)所在，分析宏觀投資效率在不同階段的變化。

1 研究方法與樣本

1.1 研究方法

首先，通過繪制固定資產(chǎn)投資與GDP之間的趨勢(shì)圖，對(duì)其進(jìn)行基本的統(tǒng)計(jì)分析。通過對(duì)投資增長率和GDP增長率的描述性統(tǒng)計(jì)分析大致判斷兩者是否具有一致性，以及是否具有“時(shí)滯”效應(yīng)。

其次，考慮到固定資產(chǎn)投資從投資初期到產(chǎn)生收益都需要一定的時(shí)間，為了研究固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP的跨時(shí)期的影響關(guān)系，本文先對(duì)樣本整體構(gòu)建多項(xiàng)式分布之后模型，即PDL模型。對(duì)于方程右邊只含有外生變量及其滯后項(xiàng)的分布滯后模型：

(1)

將βi分解為：

βi=α0+α1(i-ρ1)+α2(i-ρ1)2+…+αq(i-ρ1)q(q<ρ)

(2)

式中，i=0,1,2,…,p,并且

(3)

即將每個(gè)參數(shù)用一個(gè)多項(xiàng)式表示，式(1)可改寫為多項(xiàng)式分布滯后模型：

yt=α+α0z0t+α1z1t+…+αqzqt+ut

(4)

最后，對(duì)上述構(gòu)建的PDL模型進(jìn)行Chow分割點(diǎn)檢驗(yàn)，其基本思想為把方程應(yīng)用于由分割點(diǎn)劃分出來的每一個(gè)子樣本區(qū)間(每一子區(qū)間包含的觀測值個(gè)數(shù)應(yīng)大于方程參數(shù)個(gè)數(shù)，這樣才可以在每一子區(qū)間估計(jì)模型)，然后比較利用全部樣本進(jìn)行回歸得到的殘差平方和與利用每一子區(qū)間所得到的加總的殘差平方和，判斷是否發(fā)生了變化，并據(jù)此分析宏觀投資效率在不同階段是否發(fā)生變化，詳細(xì)全面的分析我國宏觀投資效率在改革開放30多年的發(fā)展歷程，以及當(dāng)前正處于什么樣的水平。

1.2 研究樣本

選取1978年到2013年間的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額(INV)分別作為我國生產(chǎn)總值指標(biāo)和投資指標(biāo)，研究樣本時(shí)間跨度為36年。為消除價(jià)格因素對(duì)指標(biāo)的影響，本文在此利用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和固定資產(chǎn)指數(shù)對(duì)GDP和INV進(jìn)行處理以得到實(shí)際的GDP 和INV。同時(shí)為了反映變量間的彈性和消除異方差，減緩時(shí)間序列的波動(dòng)性，對(duì)實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，得到lnGDP和lnINV。

2 實(shí)證究及結(jié)果分析

2.1 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

2.1.1 描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 圖1和圖2分別給出了GDP與INV的曲線圖和散點(diǎn)圖，從圖1中我們可以看出，投資INV和GDP有共同上升趨勢(shì)，隨著GDP總量的不斷攀升，投資INV也在隨之增加，兩者在改革開放初期都處于低水平，并在1995年左右開始大幅提升。從圖2 的散點(diǎn)圖中我們可以看出，GDP與INV之間大致呈線性關(guān)系，且兩者呈正相關(guān)關(guān)系。

2.1.2 單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn) 從圖1中我們得出GDP與INV之間隨時(shí)間變化存在共同的上升趨勢(shì)，在進(jìn)行建模時(shí)，兩經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列之間有可能存在偽回歸問題，為消除偽回歸問題對(duì)模型的影響，在此，我們對(duì)處理過的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)。

在此，利用ADF檢驗(yàn)對(duì)GDP和INV序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由表1可知，GDP和INV的對(duì)數(shù)序列是非平穩(wěn)的，進(jìn)一步對(duì)lnGDP和lnINV進(jìn)行一階差分，從表中可知lnGDP和lnINV均是一階平穩(wěn)的，說明GDP總量和投資總量序列均是一階平穩(wěn)，即服從I(1)過程。

表1 ADF檢驗(yàn)

由上述分析可知，兩時(shí)間序列都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。首先，對(duì)變量lnGDP和lnINV進(jìn)行OLS估計(jì)，得到殘差序列U，對(duì)U進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。由表2，在5%顯著性水平下，t統(tǒng)計(jì)量的值-1.9062大于-1.951，殘差序列非平穩(wěn)，對(duì)其進(jìn)行一階差分后序列平穩(wěn)，說明GDP與INV具有長期協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)

2.2 PDL模型構(gòu)建

2.2.1 整體分析 在建立多項(xiàng)式分布滯后模型前，需要確定模型的滯后期、多項(xiàng)式次數(shù)，以及約束類型。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)，考慮建立滯后期為3期，多項(xiàng)式次數(shù)為1次，約束類型為遠(yuǎn)端約束的PDL模型，方程如下：

(5)

t=0.828 6.878 6.878 6.878 6.878

R2=0.686 F=47.31 D.W.=1.399

由(5)式可知，決定系數(shù)為0.712，表明方程的擬合程度較好。投資INV與GDP之間存在三期“滯后效應(yīng)”，自變量的系數(shù)表示產(chǎn)出彈性，由方程可知當(dāng)期投資每增加1單位，當(dāng)期GDP增加0.28單位，當(dāng)投資滯后一期、兩期和三期時(shí)，對(duì)GDP的貢獻(xiàn)分別為0.21、0.14和0.07單位，可以說在投資后的第一年，可以發(fā)揮最大效用，隨后效用逐漸減低。在序列平穩(wěn)的假設(shè)下，1單位投資所帶來的總得GDP的增加量為0.7。由于模型添加了遠(yuǎn)端約束，說明投資對(duì)GDP的作用在第三年后幾乎消失。

2.2.2 Chow檢驗(yàn) 本文在此用Eviews6.0對(duì)上述PDL模型進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，找出斷點(diǎn)所在，對(duì)模型進(jìn)行分階段分析。根據(jù)圖3，模型的殘差在兩段時(shí)期波動(dòng)性比較大，及1978年至1995年，2002年至2013年。因此，我們可以假設(shè)模型在1996年和2002年出現(xiàn)斷點(diǎn)，由圖4和圖5我們可以看出伴隨概率0.0216和0.0473都小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型在1996年和2002年出現(xiàn)分割點(diǎn)。

2.2.3 分階段分析 根據(jù)上述分割點(diǎn)檢驗(yàn)，我們將樣本分為三個(gè)階段進(jìn)行分析，第一個(gè)階段為1978年1995年，第二個(gè)階段為1996年到2002年，第三個(gè)階段為2003年到2013年。對(duì)上述三個(gè)階段分別構(gòu)建PDL模型，判斷我國宏觀投資效率在三個(gè)不同階段是否發(fā)生變化，以及發(fā)生了什么變化。三階段的多項(xiàng)式分布滯后模型分別為：

第一階段：

(6)

t=1.377 5.466 5.466 5.466 5.466

R2=0.713 F=29.87 D.W.=1.499

第二階段：

(7)

t=0.687 0.427 0.427 0.427 0.427

R2=0.624 F=14.65 D.W.=1.908

第三階段：

(8)

t=0.272 0.561 0.561 0.561 0.561

R2=0.632 F=18.75 D.W.=2.015

由上述三階段的多項(xiàng)式分布滯后模型，從長期來看，1單位投資對(duì)GDP的總貢獻(xiàn)分別為0.69、0.346和0.453單位。根據(jù)參數(shù)估計(jì)值的系數(shù)，在此將宏觀投資效率分為三個(gè)時(shí)期：

第一，投資效率高效期。該時(shí)期為從改革開放到1995年，一單位投資在當(dāng)期、滯后一期、兩期和三期對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率分別為0.276、0.207、0.138和0.069單位，投資效率隨著滯后期的增加逐漸減少，對(duì)GDP的貢獻(xiàn)在滯后三期后完全消失。該段時(shí)期，國家大力提倡改革開放，給予企業(yè)積極的政策支持，并且當(dāng)時(shí)我國人口眾多，勞動(dòng)力成本極其低下，唯一的缺憾就是資本的極度匱乏，在這樣的情況下，投資就顯得尤為重要，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著巨大的作用，投資效率處于較高的水平。

第二，投資效率惡化期。從第二階段的模型來看，一單位投資在當(dāng)期、滯后一期、兩期和三期對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率分別為0.134、0.112、0.067和0.033單位，投資效率依然隨滯后期的增加逐漸減少，對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率在滯后三期后完全消失。與第一階段相比，1單位投資對(duì)GDP的總貢獻(xiàn)減少了0.334，處于較低的水平。1996年至2002年期間，一方面由于改革開放的浪潮已經(jīng)褪去，相關(guān)政策和財(cái)政支持力度減弱，市場對(duì)資本的需求逐漸趨于飽和，投資效率也趨于惡化；另一方面，由于東南亞金融危機(jī)的發(fā)生，外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡劣，在寬松的貨幣政策和財(cái)政政策的影響下，雖然我國經(jīng)濟(jì)依然保持增長的勢(shì)頭，但是投資結(jié)構(gòu)并沒有得到優(yōu)化，投資效率在上述各方面的影響下開始惡化。

第三，投資效率恢復(fù)期。從第三階段的模型來看，一單位投資在當(dāng)期、滯后一期、兩期和三期對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率分別為0.181、0.136、0.091和0.045。第三階段的投資對(duì)GDP的總貢獻(xiàn)為0.453，雖然比第一階段少，但是比第二階段高。說明我國宏觀投資效率在歷經(jīng)惡化期后開始恢復(fù)，雖然沒有改革開放初期的效率高，但是與上一階段相比，已明顯改善。自2003年來，金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊逐漸消失，我國開始逐漸強(qiáng)調(diào)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)和逐漸穩(wěn)健的財(cái)政貨幣政策改善了投資效率。

3 小結(jié)

實(shí)證結(jié)果表明，從整體來看我國宏觀投資效率較高，1單位投資一共可帶來0.7單位的GDP，并且投資對(duì)GDP的影響存在“滯后效應(yīng)”，這種滯后效應(yīng)在滯后三期后基本消失，且投資在當(dāng)期對(duì)GDP的正影響最大。分階段來看，由于我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策和外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，我國宏觀投資效率大致可以分為三個(gè)階段，即投資高效期、投資效率惡化期和投資效率恢復(fù)期，三階段1單位投資對(duì)GDP的總貢獻(xiàn)分別為0.69、0.346和0.453單位，投資效率自改革開放以來經(jīng)歷了U型反轉(zhuǎn)。

從實(shí)證分析結(jié)果來看，宏觀投資效率正處于上升期，但是仍然處于較低的水平。在技術(shù)引進(jìn)正處于瓶頸的時(shí)期，通過加強(qiáng)創(chuàng)新來促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步是提高宏觀投資效率的可行途徑；此外，作為監(jiān)管者和投資主體的政府，應(yīng)逐漸弱化其投資主體的作用，深化投資體制改革，改變依靠投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的模式，以提升投資效率。

[1]Shoo Miao Lai, Chi Liang Liu, Taichung Wang. Increased disclosure and investment efficiency[J]. Taylor &Francis Journal, 2014, 21 (3):308-327.

[2]Connor M, O' Toole, Finn Tarp. Corruption and the efficiency of capital investment in developing countries[J]. J. Int. Dev.,2014,26(5):192-210.

[3]Giulia Romano， Andrea Guerin. The effects of ownership, board size and board composition on the performance of Italian water utilities[J]. Utilities Policy,2014,31:152-180.

[4]Scanjet Gupta, Altar Kannur, Chris Papa Georgiou, et al. Efficiency-Adjusted Public Capital and Growth[J].Word Development, 2013，11(12):112-128.

[5]Era Dabble-Norris, Jim Brumby. Investing in public investment: an index in public investment efficiency [J].Journal of Economic Growth, 2012, 17(3):235-266.

[6]王剛. 基于DEA視窗分析和Malmquist指數(shù)的我國人力資本投資效率研究[J]. 中國物價(jià)，2014(12):67-70.

[7]陳艷. 宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、投資機(jī)會(huì)與公司投資效率[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2013(8):66-72,99.

[8]劉仁和，米運(yùn)生.中國銀行業(yè)市場化改革的效率效應(yīng)——基于宏觀投資效率的實(shí)證分析[J]. 金融論壇，2009(3):13-18.

[9]艾凌宇，林靜.中國近幾年宏觀投資效率研究[J]. 山西大學(xué)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009(3):13-18.

[10]劉志雄，李暢. 我國投資效率與價(jià)格波動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 中國物價(jià)，2012(6):19-22.

[11]高玉偉. 下半年宏觀投資政策應(yīng)關(guān)注三方面動(dòng)向[N]. 中國經(jīng)濟(jì)時(shí)報(bào)，2014-06-30(06).

Empirical Research on the Macro Investment Efficiency

CHEN Zhang-hang jian, WANG Li*

(School of Finance, Anhui University of Finance & Economics, Bengbu 233000, China)

The investment has been an important factor in economic growth since the policy of reform and opening up has been put into effect. This paper constructs polynomial distributed lag model (PDL model )to estimate the output elasticity of the investment to GDP to measure the macro investment efficiency instead of the traditional investment efficiency measurement method ,and macro investment efficiency will be divided into three stages by using the Chow breakpoint test, and constructing PDL model to different stages respectively, according to the results of parameter estimation. The macro investment efficiency roughly experienced a U turn. Finally, according to the empirical research results, the author puts forward some countermeasures and suggestions to improve the macro investment efficiency.

Investment efficiency；PDL model；Chow breakpoint test

2015-03-25

教育部人文社科一般項(xiàng)目(11YJC790180)；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目(CXJJ2014048)。

陳張杭健(1992-)，男，安徽省巢湖市人， 在讀碩士研究生，主要從事金融理論與實(shí)務(wù)研究。*通訊作者：王力，副教授，E-mail:adwangli@163.com。

F014.31

A

1673-8772(2015)04-000-0108-05