淮北市固定資產投資對GDP影響程度的實證分析

孫嫻嫻

摘要：文章運用ADF檢驗、AR模型、Granger因果關系檢驗等計量分析方法，通過時間序列數據樣本對淮北市固定資產投資與GDP關系進行分析，以探討淮北市在固定資產投資和促進經濟增長方面的規(guī)律性認識。研究結論表明：淮北市固定資產投資對經濟增長的拉動作用不明顯，反之，經濟增長對固定資產投資具有正向推動作用且系數較高，這與全國及多數省市相比效果相反。

關鍵詞：固定資產投資;經濟增長;時間序列;實證分析

一、文獻綜述

改革開放至今，我國促進經濟高速發(fā)展的模式是依靠投資、消費、出口，其中投資是構成GDP的重要組成部分，始終對推動經濟發(fā)展至關重要。根據經濟學投資乘數理論，在經濟發(fā)展初期通過追加投資，可以促進國民收入成倍增加。而在投資中，固定資產投資占據重要地位，也最容易對經濟增長產生積極效果。

國內學者利用相關數據研究了國家和部分省市固定資產投資總額與GDP 之間的關系。譚姝琳（2010）通過國家層面數據發(fā)現(xiàn)：固定資產投資對經濟增長具有顯著性影響，且具有長期性。肖紅松（2013）利用武漢市統(tǒng)計數據，指出固定資產投資對武漢市經濟增長有著積極的促進作用，但效果是遞減的。莊儒常（2011）通過分析山東省數據得出：山東省經濟增長和固定資產投資之間存在協(xié)整關系，即固定資產投資對促進經濟增長具有長期均衡關系。還有學者研究發(fā)現(xiàn)，固定資產投資每增加1%，可以拉動0.81%的經濟增長，效果非常明顯。由于多數研究集中在省級以上層面或者部分發(fā)達城市，針對中小城市方面的研究仍然較為匱乏。本文參考其他省份及國內外相關研究，擬從淮北市固定資產投資總額與GDP關系入手，以期發(fā)現(xiàn)其中的規(guī)律，并給出相應的對策建議，進而優(yōu)化像淮北市這樣的中小城市的投資效應水平。

二、數據說明與處理

（一）數據來源

本文研究對象是：淮北市固定資產投資對GDP影響程度，樣本采用動態(tài)時間序列數據，由于部分歷史數據的可獲得性有限，確定1985～2016年樣本數據作為時間序列，來源于《淮北市統(tǒng)計年鑒》（歷年）和淮北市歷年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。其中，淮北市國內生產總值（GDP）和全社會固定資產投資，分別記為Y和X，便于進行實證分析。

（二）簡單數據分析

從基本數據分析可以得出，隨著時間地推移，淮北市GDP及固定資產投資總額都呈同向增長趨勢。在1985～1993年間，GDP略高于固定資產投資總額，1994～2011年間兩者差距較大，2012～2014年差距縮小，2013年以來固定資產投資總額高于GDP且差距不斷擴大。由此推斷，兩者存在一定關系，但這只是一種簡單分析或猜測，要想得出科學結論必須進行更深入地分析。

三、實證分析與檢驗

（一）對數模型的建立

從上述研究發(fā)現(xiàn)，淮北市GDP及固定資產投資總額之間可能存在某種線性關系，為使回歸系數更具實際經濟含義，首先對變量取自然對數，以便消除異方差和自相關性誤差。利用計量回歸分析可以建立如下計量模型：lnyi=β0+β1lnXi+μi，其中yi表示第i年的GDP，Xi表示第i年的固定資產投資總額，μi是隨機擾動項，β0為常數項，β1為Xi的相應回歸系數。利用EViews6.0進行OLS分析，結果如下：

LnY =0.707053 LnX +4.707073

[34.93139] ? ? ? ?[17.57277]

R2= 0.976004 F=1220.202 DW=0.312675

由計量結果看出，各變量系數、R2、F、T檢驗基本符合計量模型設定規(guī)則，但DW檢驗為0.31，說明仍存在很強自相關。經過驗證，證實兩者自相關程度很高，本次回歸不明顯，應果斷舍棄，尋找新的計量分析方法分析。

（二）單位根檢驗法

上述回歸問題需要采用ADF單位根檢驗。本文采用EViews6.0軟件對LnX、LnY、ΔLnX、ΔLnY進行ADF檢驗，以驗證其平穩(wěn)性。本次目的主要是運用ADF檢驗各變量間是否具有同階積分。在ADF檢驗基本規(guī)則：取5%水平下的臨界值作為檢驗結果參照值，對不符合ADF檢驗要求的結果舍棄。

由表 1可得出，LnX、LnY的ADF檢驗值大于各顯著性水平下的臨界值，證明兩者存在單位根，屬于非平穩(wěn)。對所有時間序列一階差分化后進行ADF檢驗發(fā)現(xiàn)，ΔLnX、ΔLnY的ADF檢驗值都小于各自5%顯著性水平下臨界值，驗證它們通過檢驗，為平穩(wěn)的時間序列。根據ADF檢驗原理，可以得出，淮北市GDP及固定資產投資總額取自然對數后都為一階單整時序，即平穩(wěn)時序。也就是說LnX與LnY各自之間存在一階差分后的同階單整，即兩者可能存在協(xié)整關系，即長期均衡關系。

（三）AR模型的構建與驗證

通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)兩者之間長期關系并不強，與他人研究成果不是很一致，然后根據自相關理論，對模型進行修改，從而消除自相關問題，形成一階和二階差分AR模型，如表 2。結果發(fā)現(xiàn)模型顯著性不強，T檢驗不足，也就是說固定資產投資總額對GDP影響程度不佳。

（四）Granger因果關系檢驗

由于AR（1）和 AR（2）模型不顯著，說明假定淮北市固定資產投資對經濟增長之間長期穩(wěn)定均衡關系不顯著，存在偏差，需要對兩者進行 Granger因果檢驗。

由表 3檢驗結果，假設A成立的概率是 0.6804，故無法拒絕原假設，即固定資產投資總額不是GDP的Granger原因。假設B成立的概率是0.0171，且F檢驗顯著，拒絕原假設，說明GDP是固定資產投資總額的Granger原因，所以得出結論：GDP增長對促進固定資產投資有顯著作用，推翻之前固定資產投資總額對促進經濟增長存在作用的假設。

（五）模型修正

由上述檢驗結果得出，淮北市經濟增長對固定資產投資具有一定的作用，將前面假設模型進行重新修訂：lnxi=β0+β1lnyi+μi，即GDP對固定資產投資總額產生影響，因前面單位根檢驗后發(fā)現(xiàn)存在一階自相關，模型修正為AR（1），結果如下：

LnX=0.719715LnXt-1+0.423160 LnY -2.127528

[9.814125] [4.117256]

[-4.017435]

R2= 0.995775 F=3299.219 AIC=-1.351526 SC=-1.212753

以上指標均符合經濟學意義，且DW接近2，可以看出淮北市GDP增長對固定資產投資總額具有推動作用，系數高達42%。

四、結論及建議

通過前面實證分析得出，淮北市固定資產投資對促進經濟增長的拉動作用不明顯，反之，經濟增長對固定資產投資具有正向推動作用且系數較高，即淮北市經濟發(fā)展好的時候，固定資產投資就多。這與全國及其他省市相比效果相反，可能與淮北市經濟體量和投資規(guī)模不大有一定關系。

由于多數人研究發(fā)現(xiàn)固定資產投資在經濟增長中占據重要地位，長期以來都是投資拉動型經濟增長模式，這對我國和地方經濟增長具有重要影響。因為根據經濟學原理，在地區(qū)經濟發(fā)展處于初期階段時，固定資產投資是促進經濟快速增長的重要手段之一，當經濟發(fā)展到一定水平超過一定總量時，必須轉變經濟發(fā)展模式，轉而依靠投資、消費、出口共同協(xié)調拉動，才能保證經濟持續(xù)協(xié)調發(fā)展。而淮北市出現(xiàn)相反情形，必須認真研究固定資產投資的模式和效果，特別是在2014年以后，固定資產投資總額已經超過GDP總量，這應當引起重視。雖然固定資產投資不應成為經濟增長的最大動力，但我們認為其最主要的目的還是為了促進經濟增長，而不是為了投資而投資。同時，建議各級政府減弱使用固定資產投資這一指標的考核力度，轉而考慮其他有利于提升經濟發(fā)展質量的指標，如綠色發(fā)展、科技轉化、人才引進就業(yè)等，促進經濟協(xié)調健康持續(xù)發(fā)展。

參考文獻：

[1]莊儒常.山東省固定資產投資與 GDP 關系實證分析[J].時代金融，2011（04）：140-141.

[2]古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].北京：中國人民大學出版社，2005.

[3]肖紅.松固定資產投資對GDP影響的實證研究——以武漢市為例[J].湖北經濟學院學報（人文社會科學版），2015（11）：23-25.

（作者單位：淮北市統(tǒng)計局）