韓士專，何珊

（華東交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西南昌330013）

固定資產(chǎn)投資是社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段，主要包括固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴建、新建等活動。在正常情形下，固定資產(chǎn)投資所形成的產(chǎn)出結(jié)果可以在經(jīng)濟利潤中得到體現(xiàn)，而利潤的變動也會在一定程度上對固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響。

國外在這方面的研究，較早的有凱恩斯。他在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中，就投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系提出了投資乘數(shù)概念，即保持邊際消費傾向不變，投資量每增加一個單位，國民收入就以K倍的單位增加，這個K就是投資乘數(shù)。后來，索羅提出了索羅模型，認為資本是經(jīng)濟增長的主要因素。由Clark（1917）［1］提出并經(jīng)過漢森和薩繆爾森等發(fā)展的加速原理，主要思想是收入增加最終會引起投資增加，投資增量是收入增量的倍數(shù)。另外，追溯到1958年Modigliani和Miller［2］的新古典投資理論，在完備的資本市場上，投資決策主要依賴于那些決定企業(yè)利潤和現(xiàn)金流的基本經(jīng)濟因素，企業(yè)的盈利能力將增加投資能力，與投資呈正相關(guān)。

宋麗智（2011）［5］對固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長做協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)兩者存在長期關(guān)系和雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即我國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在相互促進的作用。而研究固定資產(chǎn)投資與利潤兩者間關(guān)系的文獻卻并不多，曾五一，趙楠（2007）［6］分行業(yè)測算資本配置效率，發(fā)現(xiàn)在短期的月度分析中，行業(yè)盈利因素對資本形成的影響是相當(dāng)微弱的；同時還發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)短期內(nèi)的固定資本投資，對行業(yè)贏利性因素的考量較少，更多是受銀行貸款等其他因素的影響。夏天（2008）［7］通過對湖北省行業(yè)資本配置效率及其主要影響因素進行實證分析，指出行業(yè)自身贏利能力的提高成為提高行業(yè)資本配置效率的關(guān)鍵。樊自甫等（2013）［8］發(fā)現(xiàn)電信行業(yè)固定資產(chǎn)投資額與市場績效的關(guān)系呈倒U型，過多的固定資產(chǎn)投資對增加市場績效沒有顯著作用。韓國高等（2013）［9］認為行業(yè)當(dāng)期固定資產(chǎn)投資受到上期投資的顯著影響，并發(fā)現(xiàn)行業(yè)收入的增長對其固定資產(chǎn)投資的擴張具有促進作用，由于自籌資金是我國產(chǎn)能過剩行業(yè)固定資產(chǎn)投資的主要資金來源，大量企業(yè)利潤用于再投資，因此，追求利潤最大化的企業(yè)紛紛擴大投資規(guī)模。

目前，中國的投資主體結(jié)構(gòu)是以包括自籌資金在內(nèi)的其他資金為主導(dǎo)的，從各行業(yè)固定資產(chǎn)投資資金來源情況來看，2012年采礦業(yè)自籌資金約為1.2萬億，占行業(yè)資金的84.55%；制造業(yè)自籌資金約為10.8萬億，占行業(yè)總資金來源的84.88%，而自籌資金主要來源就是企業(yè)利潤留成及各種形式籌集的資金等。所以，根據(jù)資本追逐利潤的傳統(tǒng)理論以及行業(yè)通常做法，在行業(yè)固定資產(chǎn)投資決策中，作為固定資產(chǎn)投資的一個主要來源，行業(yè)利潤的變動情況是行業(yè)固定資產(chǎn)投資增減的重要依據(jù)。

一般而言，固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤在短期內(nèi)會存在一定的偏離，但在長期內(nèi)卻會維持一個比較均衡的關(guān)系。從理論上看，固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤之間的相互影響可能會造成固定資產(chǎn)投資的波動。行業(yè)利潤率提高，行業(yè)固定資產(chǎn)投資增加；固定資產(chǎn)投資增加，也可能提高行業(yè)利潤率。因此，探討固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤的因果關(guān)系，確定兩者是否可以相互解釋，以及在多大程度上可以互相解釋，這些都顯得有一定的現(xiàn)實意義。兩者因果關(guān)系的確定除理論探索外，參考來自統(tǒng)計意義上因果關(guān)系的依據(jù)也是比較有效的方法。那么，我國的行業(yè)固定資產(chǎn)投資與行業(yè)的利潤之間是否真正存在著一種正相關(guān)關(guān)系？兩者之間又是否存在著雙向影響？

本文將就這些問題，采用實證分析的方法，主要運用計量經(jīng)濟學(xué)中的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗以及誤差修正模型，并對固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤進行格蘭杰因果檢驗，目的在于研究兩變量之間是否存在統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系，為確定兩者真實的因果性提供佐證。

1 實證分析

選擇各行業(yè)固定資產(chǎn)投資年增長額（difa）與行業(yè)年利潤總額（p）兩個指標為變量?？紤]各個行業(yè)的年利潤總額數(shù)據(jù)的收集情況，本文所使用的數(shù)據(jù)是中國統(tǒng)計年鑒中的38個工業(yè)行業(yè)從2003年至2011年的年度數(shù)據(jù)，共計342個，來進行研究。原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)的處理與實證分析則是利用Eviews6.0完成。

1.1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

首先對各變量，即各行業(yè)固定資產(chǎn)投資年增長額（difa）、年利潤總額（p）及其一階差分進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，以確保其平穩(wěn)性。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，使用了4種檢驗方法，包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADFFisher檢驗以及PP-Fisher檢驗。由于涉及變量種類較多，數(shù)據(jù)量過于龐大，所以文章呈現(xiàn)的是總量指標的4種單位根檢驗。表1的結(jié)果表明，行業(yè)的p和difa均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即各變量均是非平穩(wěn)過程。繼而對各變量的一階差分Δp和Δdifa進行檢驗，從檢驗結(jié)果表2中可以看出所有的檢驗結(jié)果均表明Δp和Δdifa兩個變量的差分序列是平穩(wěn)的，即各變量的一階差分不存在單位根，為平穩(wěn)過程。因此固定資產(chǎn)投資年增長額（difa）和行業(yè)利潤總額（p）均為一階單整I（1）序列。

表1 各變量原序列的面板單位根檢驗Tab.1 Panel unit root testof the original sequence for each variable

表2 各變量一階差分的面板單位根檢驗Tab.2 Panelunit root testof the firstorder difference foreach variable

1.2 協(xié)整檢驗

對于兩個同階單整的非平穩(wěn)序列，它們之間的某種線性組合有可能是平穩(wěn)的，也就是說這兩個變量之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，同時也就意味著兩者之間有一種長期的均衡關(guān)系。本文將采用“Engle-Granger兩步法”來檢驗固定資產(chǎn)投資增長額和行業(yè)利潤兩個變量的協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系。

首先，對同階單整的固定資產(chǎn)投資增長額（difa）和行業(yè)利潤（p）兩個變量協(xié)整設(shè)定模型。以固定資產(chǎn)投資增長額為解釋變量，行業(yè)利潤為被解釋變量，利用Eviews6.0計算，得到協(xié)整回歸模型：

以行業(yè)利潤為解釋變量，固定資產(chǎn)投資增長額為被解釋變量，利用Eviews6.0計算，得到協(xié)整回歸模型：

結(jié)果顯示，difa和p的系數(shù)均大于零，這表明，行業(yè)的固定資產(chǎn)投資增長額對行業(yè)利潤有積極的影響，同時，行業(yè)利潤與固定資產(chǎn)投資增長額之間也存在著正向相關(guān)的關(guān)系。

由于模型（1）和（2）中的變量均符合面板數(shù)據(jù)單位根過程，所以若兩個模型的殘差εt～I（0），則表明兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。為了研究回歸殘差序列的平穩(wěn)性，我們將對上述兩個協(xié)整方程的殘差分別進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 回歸殘差的單位根檢驗結(jié)果Tab.3 The regression residualunit root test

由表3可以看出，ADF統(tǒng)計量值均拒絕原假設(shè)，說明兩個殘差序列是不含單位根的，屬于平穩(wěn)序列。由此可知，固定資產(chǎn)投資增長額和行業(yè)利潤之間存在著協(xié)整關(guān)系。

1.3 誤差修正模型（ECM）

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，固定資產(chǎn)投資增長額和行業(yè)利潤之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是兩變量之間短期波動的關(guān)系，還需要進一步驗證。短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整可以通過建立誤差修正模型來反映。ECM模型估計結(jié)果如表4所示。

表4 誤差修正Tab.4 Error correction

根據(jù)估計結(jié)果，可得出誤差修正模型回歸方程式：

通過模型發(fā)現(xiàn)，誤差修正系數(shù)均為正，反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。誤差修正項即ECM項的系數(shù)彈性約為0.004 49%和0.041 5%，說明行業(yè)利潤和固定資產(chǎn)投資增長額的上一年度的非均衡誤差分別以0.004 49和0.041 5的比率對本年度做出正向調(diào)整作用，修正幅度都不是很大。另外，兩個誤差修正系數(shù)均顯著，說明當(dāng)偏離均衡狀態(tài)時，下一期行業(yè)利潤總額和固定資產(chǎn)投資增長額均對非均衡狀態(tài)有直接影響。

從以上分析可以得出以下結(jié)論：從短期看，固定資產(chǎn)投資增長額對行業(yè)利潤有著顯著的正向影響，且行業(yè)利潤與固定資產(chǎn)投資增長額之間也存在著正向相關(guān)的關(guān)系。從長期看，固定資產(chǎn)投資增長額和行業(yè)利潤兩個變量之間互相有著顯著的正向影響。行業(yè)利潤對固定資產(chǎn)投資增長額的長期彈性系數(shù)為12.78，也就是說，固定資產(chǎn)投資增長額每變動1%，行業(yè)利潤就會同方向變動12.78%。同時，固定資產(chǎn)投資增長額對行業(yè)利潤的長期彈性系數(shù)為0.08，即行業(yè)利潤每變動1%，固定資產(chǎn)投資增長額就會同方向變動0.08%。

1.4 向量自回歸模型的Granger因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗可知，兩個變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進一步的檢驗。格蘭杰（Granger）指出的“如果非平穩(wěn)的兩個時間變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰因果關(guān)系”，對于面板數(shù)據(jù)也同樣適用。Granger因果檢驗是揭示變量間是否具有統(tǒng)計上的因果關(guān)系，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有Granger因果關(guān)系。主要看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值能否使Y的解釋程度提高。如果X與Y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計上顯著則說“Y是由XGranger引起的”。

由于p和difa均為I（1）過程并且存在協(xié)整關(guān)系，因此可建立p和difa之間的基于VAR二元模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗方程：

其中，Δ表示一階差分，p為滯后期。如果檢驗拒絕原假設(shè)H01：，則認為變量difa是p的Granger原因，即變量difa有解釋和預(yù)測變量p的能力，反之則認為變量difa不是p的Granger原因；若拒絕原假設(shè)，則說明變量p是difa的Granger原因，反之則不是。我們選取滯后1至4期的Granger因果檢驗結(jié)果見5。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果Tab.5 Granger causality test results

從檢驗結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，當(dāng)滯后1～3期時，在10%的顯著水平下，p均是difa的Granger原因而difa不是p的Granger原因。即固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤變動之間存在單向的Granger因果關(guān)系。

因此可得出這樣的結(jié)論：固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤之間存在協(xié)整關(guān)系，但對因果關(guān)系而言，利潤是固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而固定資產(chǎn)投資不是利潤的格蘭杰原因。因此，固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤之間只是單向的因果關(guān)系，并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

2 結(jié)論

本文以我國38個行業(yè)的固定資產(chǎn)投資增長額和行業(yè)利潤的近9年數(shù)據(jù)為樣本，通過對兩個變量進行單位根、協(xié)整以及誤差修正模型等檢驗，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資增長額與行業(yè)利潤相互有著正向相關(guān)關(guān)系。同時，可以得出以下結(jié)論：

1）行業(yè)利潤對固定資產(chǎn)投資增長有促進作用。根據(jù)兩個變量的Granger因果檢驗的結(jié)果，可得知，固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤之間存在單向的因果關(guān)系。進一步分析結(jié)果可知，利潤是固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，也就是說行業(yè)利潤是影響固定資產(chǎn)投資的原因。因為增加投資需要資金的保障，投資也是根據(jù)生產(chǎn)能力和市場的需求而相應(yīng)的增加，所以利潤無疑是固定資產(chǎn)投資增長的推動力。

2）固定資產(chǎn)投資與行業(yè)利潤之間存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系。利用“Engle-Granger兩步法”進行協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)兩者之間存在一種長期的均衡關(guān)系。分析檢驗結(jié)果可得，行業(yè)利潤不僅對固定資產(chǎn)投資有著積極的促進作用，并且兩者存在一種長期穩(wěn)定的關(guān)系。另外，根據(jù)行業(yè)利潤和固定資產(chǎn)投資兩個變量之間的誤差修正模型（ECM）還可得知，固定資產(chǎn)投資和行業(yè)利潤兩個變量之間互相有著顯著的正向影響。固定資產(chǎn)投資增長額每變動1%，行業(yè)利潤就會同方向變動12.78%；同時，行業(yè)利潤每變動1%，固定資產(chǎn)投資增長額就會同方向變動0.08%。這說明，兩變量之間存在著長期的動態(tài)均衡關(guān)系。

不同的行業(yè)，成熟程度不同，競爭程度也不同，對于投資的調(diào)控也就不同。固定資產(chǎn)投資規(guī)模是行業(yè)投資行為的一個重要特征，并能在一定程度上反映企業(yè)規(guī)模、行業(yè)競爭地位和投資戰(zhàn)略方向，對行業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展有著舉足輕重的作用，要想取得經(jīng)濟發(fā)展，就必須努力擴大投資規(guī)模，充分發(fā)揮其正向影響作用，使得業(yè)績較好的成長型行業(yè)能夠得到更多的投資，推進經(jīng)濟健康、持續(xù)、穩(wěn)定的發(fā)展。

3）利潤的變化引導(dǎo)行業(yè)投資量的變化；反過來，投資量的變化并不改變行業(yè)利潤率。

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