基于誤差修正模型的廣東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

李添裕

（河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院，江蘇常州213022）

基于誤差修正模型的廣東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

李添裕

（河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院，江蘇常州213022）

根據(jù)廣東省1979—2015年的有關(guān)數(shù)據(jù)，采用OLS建立廣東省的固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證計(jì)量模型，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)出兩序列之間具有長期協(xié)整關(guān)系，同時(shí)固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長互為另一序列的格蘭杰原因。同時(shí)分析各產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù)。研究表明，廣東省第三產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大。

固定資產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長；誤差修正模型

引言

如今，廣東省已步入“十三五”全面建設(shè)小康社會(huì)的戰(zhàn)略決勝階段。在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”的背景下，發(fā)揮固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用，同時(shí)利用投資對供給側(cè)改革和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的推進(jìn)作用顯得尤其重要。因此，固定資產(chǎn)投資需要保持“穩(wěn)中求好”的發(fā)展態(tài)勢。

AttilaChika′n（2009）分析了 OECD 國家 1987—2004 年的存貨投資和固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究否定了之前存貨投資與固定資產(chǎn)投資高度正相關(guān)的假說。Xie Xiang（2013）研究了中國固定資產(chǎn)投資對環(huán)境的影響情況：二氧化硫排放、工業(yè)固體廢物排放量和人均固定資產(chǎn)投資之間的關(guān)系為倒U型曲線；工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和人均固定資產(chǎn)投資之間的關(guān)系為U型曲線。FAN De-cheng（2014）研究了中國2004—2012年固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的相適應(yīng)情況。研究表明，第一和第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資不足，第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資過剩，其中投資不足在第一產(chǎn)業(yè)體現(xiàn)得更明顯。

而在國內(nèi)研究當(dāng)中，楊萍（2007）根據(jù)研究固定資產(chǎn)投資的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)判斷固定資產(chǎn)投資增長不是推動(dòng)金融機(jī)構(gòu)貸款余額同比增長較快的主導(dǎo)因素。張文娟（2008）利用固定資產(chǎn)的存量指標(biāo)建立了投入占用產(chǎn)出局部消費(fèi)模型，并分別從供給效應(yīng)和需求效應(yīng)角度計(jì)算對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。寧琰（2008）對房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資和GDP建立VAR模型，分析得出房地產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資對GDP增長有相互促進(jìn)的作用，且認(rèn)為滯后兩個(gè)季度相互貢獻(xiàn)達(dá)到最大。張蕊（2009）對山東省的固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析和因果分析，得出山東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系；同時(shí)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。廖媛（2010）分析2009年以前三大需求對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻(xiàn)率，其結(jié)果表明，最終消費(fèi)支出和資本形成總額對我國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)最大，并且投資拉動(dòng)占據(jù)的比例越來越大，消費(fèi)拉動(dòng)占據(jù)的比例越來越小。段軍山等（2011）建立VEC模型得出，影響固定資產(chǎn)投資的主要因素是GDP的變動(dòng)，GDP的增加對固定資產(chǎn)投資是正效應(yīng)。另外，通貨膨脹率也是固定資產(chǎn)投資的重要影響因素。任歌（2011）研究固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域差異性。研究結(jié)果表明，中部地區(qū)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)強(qiáng)于東、西部地區(qū)，其彈性系數(shù)為1.09%，分別高于東、西部地區(qū)0.34和0.47個(gè)百分點(diǎn)。鈕立新（2012）對進(jìn)出口貿(mào)易與固定資產(chǎn)投資進(jìn)行比較研究，得出在短期貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)效應(yīng)更為明顯。而長期來看貿(mào)易與固定資產(chǎn)投資對GDP的貢獻(xiàn)率差距較小。文小才（2014）研究了固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)效應(yīng)，分析表明，固定資產(chǎn)投資波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期發(fā)生頻率和波長基本一致。同時(shí)投資波動(dòng)幅度大于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度，經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)滯后于固定資產(chǎn)投資波動(dòng)。

一、廣東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系分析

本次分析是從OLS模型的角度對廣東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究檢驗(yàn)，變量選取的是廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和廣東省固定資產(chǎn)投資總額（FAI）。數(shù)據(jù)來自2016年廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒，采集自1979—2015年的廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資總額。

本次分析以固定資產(chǎn)投資總額（FAI）為解釋變量，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）為被解釋變量。建立變量的關(guān)系表達(dá)式模型GDP=C+β*FAI+μ：（C為常數(shù)項(xiàng)，μ表示隨機(jī)干擾的影響）。同時(shí)，為便于研究，為消除趨勢因素和時(shí)間序列的異方差問題的影響，取自然對數(shù)形式：

該分析主要包括兩個(gè)步驟：首先進(jìn)行序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)和模型協(xié)整性檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上，再進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，最終構(gòu)建對數(shù)模型和誤差修正模型。然后得出的結(jié)論：固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)總量增長的主要?jiǎng)右?；而?jīng)濟(jì)總量的增長同時(shí)也帶動(dòng)了固定資產(chǎn)投資的增加。

1.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為有效回歸首先要對時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并使用ADF檢驗(yàn)。對兩個(gè)變量取對數(shù)lnFAI和lnGDP進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)表2的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，兩個(gè)時(shí)間序列的對數(shù)序列的t統(tǒng)計(jì)量均大于10%顯著性水平值（-3.205），因此是非平穩(wěn)的；但一階差分后，兩數(shù)列的t統(tǒng)計(jì)量均小于顯著性水平值，為平穩(wěn)數(shù)列。因此lnFAI和lnGDP為一階單整數(shù)列。

表1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。其次對兩個(gè)變量的長期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn)用Engle-Granger（E-G）兩步法進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果如下：

由于dL=1.22＞D.W.=0.381＞0，所以模型存在序列相關(guān)性，為正自相關(guān)。為了使模型有效化，對兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行廣義差分。原模型存在：μt=1.064μt-1-0.463μt-2+εt，則令

則廣義差分模型回歸結(jié)果如下：

lnFAI*系數(shù)的檢驗(yàn)值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度為98%，從協(xié)整回歸中檢驗(yàn)出回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)，且不存在序列相關(guān)性。lnFAI*的系數(shù)值表明在長期，lnGDP*關(guān)于lnFAI*的彈性系數(shù)為0.938。為確定兩序列是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，要對協(xié)整回歸的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

根據(jù)殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，非均衡誤差是平穩(wěn)序列。且兩時(shí)間序列為（1，1）階協(xié)整，所以可建立誤差修正模型以長期均衡誤差對短期失衡進(jìn)行控制。模型如下：

表3 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

各系數(shù)的檢驗(yàn)值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度約為45%，誤差修正回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)。在上面的誤差修正模型中，差分項(xiàng)反映了偏離長期均衡趨勢的短期波動(dòng)影響。廣東省的固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)出的長期貢獻(xiàn)系數(shù)為0.938；在短期內(nèi)，固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)系數(shù)為0.328。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，體現(xiàn)了對偏離進(jìn)行的修正。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以-0.435的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)兩個(gè)變量的相互影響關(guān)系，需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（10%的顯著水平）。

在10%的顯著性水平，對GDP和FAI分別進(jìn)行一階、二階和三階滯后的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（見表4），結(jié)果表明,FAI是GDP的格蘭杰原因；而在二階、三階的格蘭杰檢驗(yàn)中，GDP也是FAI的格蘭杰原因。說明廣東省的固定資產(chǎn)投資的增加會(huì)帶動(dòng)GDP的增長，同時(shí)廣東省經(jīng)濟(jì)的增長會(huì)帶動(dòng)固定資產(chǎn)投資的增加。并且固定資產(chǎn)對廣東省經(jīng)濟(jì)增長的長期拉動(dòng)作用非常的明顯（長期貢獻(xiàn)系數(shù)為0.938）。而經(jīng)濟(jì)增長會(huì)進(jìn)一步刺激再投資需求。從短期來看，固定資產(chǎn)投資對GDP變化的反應(yīng)富有彈性（短期彈性為1/0.328），1個(gè)比例的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)帶來超過3個(gè)比例的投資同向波動(dòng)。

表4 GDP與FAI的因果關(guān)系檢驗(yàn)

二、各產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)系數(shù)分析

為進(jìn)一步研究廣東省各產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)效應(yīng)，我們將變量固定資產(chǎn)投資（FAI）分解為第一產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資（FAI1）、第二產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資（FAI2）和第三產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資（FAI3），與變量地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）一起構(gòu)建實(shí)證模型：

β1、β2、β3分別表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)。

根據(jù)表1數(shù)據(jù)，用最小二乘法估計(jì)模型如下：

回歸結(jié)果存在嚴(yán)重的序列自相關(guān)，所以用廣義差分法進(jìn)行消除。模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)存在：μt=1.743μt-1-0.739μt-2+εt，則令

用廣義差分消除自相關(guān)得方程：

D.W.值=1.979≈2，不存在序列自相關(guān)；但lnFAI1的系數(shù)未通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，故舍去。同時(shí)考慮第二產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資存在較多長期投資的情況，即滯后期的固定資產(chǎn)投資對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長有影響，所以引入滯后3期的第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資變量（lnFAI2 t-3**）。回歸模型結(jié)果如下：

各系數(shù)的檢驗(yàn)值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度約為43%；回歸方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)，且不存在序列自相關(guān)。從回歸方程來看，當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資增加1%，當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長0.121%；而滯后3期的第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為0.087；第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為0.179。上述結(jié)果表明，目前廣東省當(dāng)年的第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對當(dāng)年的經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù)最大，第二產(chǎn)業(yè)次之。但同時(shí)也要看到長期的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，處理好長期和短期固定資產(chǎn)投資的關(guān)系，更有利于廣東省經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)穩(wěn)定發(fā)展。

三、結(jié)論與建議

廣東省的經(jīng)濟(jì)增長與固定資產(chǎn)投資就長期而言構(gòu)成了穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且在消除自相關(guān)后的固定資產(chǎn)投資長期彈性系數(shù)約為0.938，短期的彈性系數(shù)為0.328。本研究表明，從總體上看，廣東省的固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長是雙向的格蘭杰因果關(guān)系。消除自相關(guān)后第二、第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，彈性系數(shù)分別為0.121和0.179。但第一產(chǎn)業(yè)的投資未通過顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)滯后3期的第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長有正向影響。

當(dāng)前廣東省的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用顯著，而經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長則需要統(tǒng)籌考慮投資的作用，提高投資效率。根據(jù)以上的實(shí)證分析，提出以下政策建議。

1.積極發(fā)揮固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，實(shí)施有利投資的政策。固定資產(chǎn)投資不僅能直接拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而且對消費(fèi)和出口有一定溢出效應(yīng)。擴(kuò)大投資需要政府在金融管制和稅收等方面給予支持。

2.把握固定資產(chǎn)投資的長短彈性，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。從長期來看，投資對經(jīng)濟(jì)增長有顯著拉動(dòng)作用；但短期的投資波動(dòng)超過GDP的波動(dòng)幅度：經(jīng)濟(jì)衰退會(huì)引發(fā)大規(guī)模投資萎縮，經(jīng)濟(jì)過熱會(huì)引發(fā)大量的投資熱。因此，政府需要長期保證投資規(guī)模穩(wěn)定增長，短期控制投資的波動(dòng)幅度。

3.優(yōu)化固定資產(chǎn)的投資結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。廣東省的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型需要未來將投資重心更多轉(zhuǎn)移到第三產(chǎn)業(yè)，培育知識(shí)經(jīng)濟(jì)和提高創(chuàng)新能力。同時(shí)，對于第二產(chǎn)業(yè)的投資，不僅要看到短期投資對經(jīng)濟(jì)即期作用，也要關(guān)注長期投資對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。短期、長期投資統(tǒng)籌兼顧。

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F832

A

1673-291X（2017）35-0044-04

2017-09-12

李添裕（1996-），男，廣東惠州人，從事產(chǎn)業(yè)研究。

[責(zé)任編輯 王燕文]