【摘 要】改革開放以來，投資在拉動中國經(jīng)濟(jì)增長的過程中起到了重要的作用，但是對于中國投資增長的效率一直處于爭論之中。在衡量投資效率的多個變量中，資本回報率無疑是最基礎(chǔ)的。本文試圖建立資本回報率與投資增長之間的實證模型，用以說明中國改革開放以來資本回報率是否對投資增長起到了關(guān)鍵解釋作用。所得結(jié)果說明，中國的投資市場化程度不高，但是資本回報率在其中依然是最關(guān)鍵的解釋變量。

【關(guān)鍵詞】資本回報率；投資增長；協(xié)整模型

一、引言

投資是啟動經(jīng)濟(jì)的最快引擎，是宏觀政策的重要工具。我國在改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，投資也實現(xiàn)了快速增長。對于投資推動我國經(jīng)濟(jì)增長的觀點人們存在著普遍共識，然而對于我國改革開放以來投資增長的影響因素、投資效率的認(rèn)識卻存在著較大的分歧。在理論上作為投資增長基礎(chǔ)解釋因素的資本回報率，如果被證明對于中國投資增長的解釋作用十分有限，那么對于中國投資增長的效率、合理性，甚至對于改革開放30年以來所取得成果的合理性都將產(chǎn)生極大的動搖，因此我們需要對資本回報率與投資增長的關(guān)系作出更深入的分析。

白重恩等（2007），利用國民收入核算的框架從宏觀總量層面上測算了我國的資本回報率。他們認(rèn)為，盡管中國有世界上最高的投資率，但其資本回報率并不低于世界上其他經(jīng)濟(jì)體和地區(qū)。因此簡單說中國投資率過高缺乏證據(jù)，對資本回報率部門差異的分析還表明中國的資本配置效率比過去提高了。盧峰等（2007），則利用企業(yè)微觀層面的數(shù)據(jù)分別測算了我國工業(yè)行業(yè)的9個資本回報率指標(biāo)，并剔除了物價因素的影響。初步估測結(jié)果顯示我國改開放時期工業(yè)資本回報率演變呈現(xiàn)出超越經(jīng)濟(jì)景氣周期的長期走勢。因此他們認(rèn)為，把“投資驅(qū)動增長”無條件等同于“粗放低效增長”的看法需要進(jìn)一步的探討。宋國青（2006）分析了近年來我國資本回報率上升的情況，討論了改革開放以來資本回報率從先降后升的形態(tài)及其與經(jīng)濟(jì)景氣的關(guān)系，并由此對我國近年來投資率過高的觀點提出反思和質(zhì)疑，他認(rèn)為中國的投資率不是過高了，而是太低了。梁紅在高盛經(jīng)濟(jì)研究報告中則認(rèn)為，所謂的中國“過度投資問題”所反映的多是數(shù)據(jù)質(zhì)量問題，而不是實體經(jīng)濟(jì)中的問題。中國高水平的資本回報以及該回報率過去幾年里的增長支持了中國的投資熱是可持續(xù)的。

已有關(guān)于資本回報率的研究缺乏對資本回報率與投資增長相互關(guān)系的更深入的實證分析。對于在影響投資增長的諸多因素中，作為基礎(chǔ)解釋變量的資本回報率，究竟對投資增長的解釋作用有多大？或者與政策性因素相比，在我國實際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，資本回報率的解釋作用處于一個什么樣的地位？資本回報率變動、原因及其與投資增長的關(guān)系對反思和評估相關(guān)政府的干預(yù)方式選擇具有什么政策含義？這都是本文試圖解決的問題。

二、實證分析

（一）模型構(gòu)建

資本回報率對投資增長的解釋作用究竟有多大，現(xiàn)在我們將構(gòu)建時間序列模型，量化分析資本回報率對投資增長的解釋作用。本文所選用的實證模型來源于張軍（2005）在分析我國投資效率時所采用的投資行為決策模型，但本文對該模型作相應(yīng)的調(diào)整和變動。首先在模型里面加入資本回報率變量，并著重分析，其他變量跟原模型在定義以及數(shù)據(jù)來源上都有所調(diào)整。在本文的模型中選用固定資產(chǎn)投資率（（FI/GDP）t）作為被解釋變量，解釋變量包括：用資本回報率（ROC）反映資本的收益狀況，用一年期的固定資產(chǎn)貸款利率（r）反映資本成本，還將選用滯后一期的固定資產(chǎn)投資率(（FI/GDP）t-1)、GDP增長率(gdp)、通貨膨脹率(inf)以及制度性變量，其中制度性變量包括兩個指標(biāo)：固定資產(chǎn)投資中國家預(yù)算資金和國內(nèi)貸款之和占GDP的比率（FIN1）；自籌資金和其他資金來源之和占GDP的比率（FIN2）。構(gòu)建的一階分布滯后的線性投資行為模型如下：（FI/GDP）t=α1ROC+α2r+α3（FI/GDP）t-1+α4gdp+α5inf+α6（FIN1）+α7(FIN2)+α8+ε。

對于模型結(jié)構(gòu)，出于分析的目的，我們將其變動為多元對數(shù)模型形式 對數(shù)模型的優(yōu)點在于它反映了解釋變量的變動與被解釋變量變動的關(guān)系，所要估計的結(jié)構(gòu)恰好是變量之間的彈性系數(shù)，而且它反映了被解釋變量增長與解釋變量的增長間的關(guān)系，適合長期的時間序列，同時為了消除可能存在的異方差性，具有比較大的優(yōu)越性。調(diào)整后的計量模型結(jié)構(gòu)如下：LN（FI/GDP）t=α1LNROC+α2LNR+α3LN（FI/GDP）t-1+α4LNGDP+α5LN

INF+α6（FIN1）+α7(FIN2)+α8+ε。

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

對于模型中的固定資產(chǎn)投資率指標(biāo)，將用到固定資產(chǎn)形成總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值兩個相關(guān)數(shù)據(jù)。固定資產(chǎn)形成總額的基本數(shù)據(jù)來源于各年統(tǒng)計年鑒，均用固定資產(chǎn)價格指數(shù)指數(shù)換算成1978年為基期的數(shù)據(jù)。固定資產(chǎn)價格指數(shù)1993年以后的來自于中國統(tǒng)計年鑒2008，1993年以前的由于數(shù)據(jù)的缺失，均用建筑價格指數(shù)代替。國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)用一般價格數(shù)據(jù)換算為以1978年為基期的數(shù)據(jù)。資本回報率數(shù)據(jù)來源于盧峰的估測方法所估測的數(shù)據(jù)。固定資產(chǎn)貸款利率反映的是在固定資產(chǎn)投資過程種的資金成本。固定資產(chǎn)貸款利率1980～1999年的數(shù)據(jù)來源于張軍（2005）在《資本形成、投資效率于中國經(jīng)濟(jì)增長—實證研究》中的數(shù)據(jù)。1999至2007期間，由于數(shù)據(jù)的可獲得性問題，本文采用中國人們銀行貸款基準(zhǔn)利率替代，當(dāng)年貸款基準(zhǔn)利率缺失的，默認(rèn)為跟前一年相同。

通貨膨脹率。我們以消費(fèi)者物價指數(shù)CPI來代表通貨膨脹率，而且均調(diào)整為以1978年為基期的數(shù)據(jù)。

制度性變量。制度性變量反映了我國固定資產(chǎn)投資的融資約束。FIN1和FIN2所需要的數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒2008》。

（三）平穩(wěn)性檢驗

對于時間序列數(shù)據(jù)，必須先考察序列的平穩(wěn)性，否則回歸模型的結(jié)果可能毫無意義，產(chǎn)生所謂的“偽回歸”問題。本文采用ADF檢驗對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本模型中檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

說明：*在10％的顯著性水平下拒絕單位根，**在5％的顯著性水平下拒絕單位根。***在1％的顯著性水平下拒絕單位根。

從結(jié)果可以看出所有變量在水平狀態(tài)下，均不能拒絕原假設(shè)，即所有變量數(shù)列均還有一個單位根，經(jīng)過一階差分后，LNROC、LNGDP、LNFIN1均在1％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，LNINV、LNFIN2在5％的顯著性水平下變?yōu)槠椒€(wěn)序列，LNINF、LNR在10％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列已經(jīng)不存在單位根，因此所有變量在一階差分后都變?yōu)槠椒€(wěn)序列。

（四）協(xié)整檢驗

協(xié)整分析是指如果兩個或兩個以上的變量的時間是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，這樣可以直接進(jìn)行協(xié)整回歸。目前使用較多的協(xié)整檢驗的方法有Engle—Granger協(xié)整檢驗和Johansen協(xié)整檢驗這兩種方法，本文采用Johansen協(xié)整檢驗這種方法。同時，由于樣本數(shù)量問題，同時由于FIN1和FIN2在表達(dá)的意義上可能存在重復(fù)的問題，因此我們在進(jìn)行協(xié)整檢驗的時候，將去除變量FIN2。對除開變量FIN2外的所有變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗時設(shè)定協(xié)整項含有截距項，檢驗?zāi)Ｐ秃袝r間趨勢，滯后階數(shù)為1～2。檢驗結(jié)果如表2：

表2 跡檢驗結(jié)果

由協(xié)整檢驗結(jié)果可以看出，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量在沒有協(xié)整方程、至少由一個協(xié)整方程、至少由兩個協(xié)整方程三種情況下均大于95％置信水平下的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，在至少有四個協(xié)整方程情況下統(tǒng)計量小于臨界值，因此接受原假設(shè)。由此我們可以得出，在所有變量中至少存在一種長期協(xié)整關(guān)系?？紤]存在協(xié)整關(guān)系假設(shè)下的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)，提取一個協(xié)整方程式為（括號中為t統(tǒng)計量）：LNINV=0.401127 LNROC+ 0.134647LNR+0.226464 LNINF+0.201570 LNGDP+1.352790 LNFIN1-5.38 （0.02025） （0.02948） （0.01662） （0.01571） （0.05530）

同時對該模型的殘差系列進(jìn)行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計值為-1.981，在5％的顯著性水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，即模型的殘差系列是平穩(wěn)的。對模型的分析可知：資本回報率影響投資增長的系數(shù)雖然小于制度性變量的系數(shù)，但是相對于利率、通貨膨脹率、gdp增長率來說，它對我國改革開放以來投資的增長起到了關(guān)鍵性的作用。

（五）實證結(jié)論

在本章中我們選定改革開放以來的資本回報率、投資率、貸款利率、通貨膨脹率、GDP增長率、政策性變量等相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了關(guān)于投資增長影響因素的實證分析。我們得到以下結(jié)論。投資增長與其影響因素所有變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，分析發(fā)現(xiàn)資本回報率對投資的影響略低于制度性因素，但高于其他因素，其長期彈性為0.4。

三、結(jié)論

通過本文的分析，可以進(jìn)一步推論我國目前投資較快增長可能具有相當(dāng)程度微觀基礎(chǔ)，要實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)在體制優(yōu)化前提下的良性發(fā)展確實具有現(xiàn)實可能性。從一個更廣闊視角思考，一國經(jīng)濟(jì)起飛階段人均資本存量很低，快速投資及其導(dǎo)入伴隨的“嵌入式技術(shù)”進(jìn)步以及人力資本提升，不僅有可能構(gòu)成持續(xù)增長的重要驅(qū)動因素，而且可能是經(jīng)濟(jì)追趕特定階段的題中應(yīng)有之義。因而把“投資驅(qū)動增長”無條件等同于“粗放低效增長”的流行看法缺乏必要理論依據(jù)，這種觀點是對我國改革開放依賴經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的簡單否定，考察投資效率問題是必須的，但是要切實看到投資增長過程中市場化因素的作用，并作出積極分析和引導(dǎo)。

參 考 文 獻(xiàn)

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[3]白重恩，謝長泰，錢穎一．中國的資本回報率[J]．比較．2007（28）

[4]CCER“中國經(jīng)濟(jì)觀察”研究組．我國資本回報率估測（1978～2006）——新一輪投資增長和經(jīng)濟(jì)景氣微觀基礎(chǔ)[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）．2007（5）

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http：//finance.sina.com．cn/stock/stockptd/20070115/07263245658.shtml