葉宏 林茜 李愛杰

(玉溪師范學院商學院,云南玉溪 653100)

[經濟·社會]

玉溪市固定資產投資與經濟增長的實證研究①

葉宏 林茜 李愛杰

(玉溪師范學院商學院,云南玉溪 653100)

固定資產投資;國內生產總值;經濟增長;實證研究

基于玉溪市22年的固定資產投資額與國內生產總值的因果實證分析,構建ARDL模型,對玉溪市“十二五”期間的固定資產投資與經濟增長進行預測。總體看,玉溪市的經濟發(fā)展仍然處于投資驅動型時期,其投資規(guī)模的大小對經濟發(fā)展有著舉足輕重的作用。然而,目前玉溪市的固定資產投資已經達到了一定的規(guī)模,特別近幾年固定資產投資的增速更快。所以,在未來的投資決策中,玉溪市應在保持投資規(guī)模適度增長的同時,更加注重優(yōu)化投資結構,培育新的經濟增長點,促進產業(yè)結構升級,使玉溪市的經濟增長走上良性發(fā)展的道路。

在經濟發(fā)展過程中,投資作為拉動經濟增長的三駕馬車之一,歷來都受到各級政府的重視,也受到學界的關注。近些年來,玉溪市在經濟發(fā)展較快,但如何保持其經濟又快又好地增長,是一個重要的課題。本文以固定資產投資與經濟增長作為研究對象,分析玉溪經濟發(fā)展中固定資產對經濟增長的影響。

本研究所選指標為固定資產投資額及生產總值。其中,固定資產投資額(FI)②玉溪市統(tǒng)計局.玉溪統(tǒng)計年鑒:2011[M].玉溪,2012:384,395.,又稱固定資產投資完成額,是指以貨幣形式表現的在一定時期內建造和購置固定資產活動的工作量以及與此有關的費用的總稱。生產總值是指按市場價格計算的一個國家或地區(qū)所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果。經濟增長主要指經濟總量的增長,通常用生產總值(或國內生產總值,即GDP)增長率來表示。

一、數據選取

選取玉溪市1990～2011年的固定資產投資額和國內生產總值的時間序列數據進行研究,樣本容量n=22,采用時間序列分析的方法分析兩指標間的關系。需要說明的是沒有把2012、2013兩年納入研究,是因為這兩年固定資產投資額的統(tǒng)計口徑是規(guī)模以上。本文數據均來源于《玉溪統(tǒng)計年鑒》,CPI指數是全國居民消費價格指數。為了更加客觀的說明兩個變量的變動趨勢,消除物價變動的影響,把GDP和FI除以當年的CPI(基期為1990年)。同時,為了消除可能存在的異方差影響,對兩項指標分別進行自然對數變換,用LNGDP和LNFI表示,其一階差分分別用ΔLNGDP和ΔLNFI表示。數據如表1所示。

表1 1990～2011年玉溪市實際GDP、實際FI和LNGDP、LNFI

二、相關性分析

為檢驗玉溪市的FI和GDP的相關性,利用Eviews軟件對相關數據繪制散點圖(見圖1)。

由散點圖可以初步判斷FI和GDP之間呈正相關關系,為了進一步確認它們之間的相關關系,計算二者的相關系數,結果如表2。

表2 FI與GDP的相關系數

從表2看,二者相關系數為0.95,表明FI和GDP呈高度的正相關關系。即玉溪市國內生產總值隨固定資產投資額的增加而增加,隨固定資產投資額的減少而減少。

圖1 FI與GDP的散點圖

三、協整性分析

由于經濟時間序列通常都是不穩(wěn)定的,為避免出現“偽回歸”,本文通過協整性分析來進一步研究玉溪市FI和GDP之間是否存在長期均衡關系。協整理論是Engle和Granger(1987)提出的,他們運用普通最小二乘法估計變量之間的平穩(wěn)關系系數,然后用著名的單位根檢驗來檢驗殘差,發(fā)現在非穩(wěn)定的單整變量之間存在著一種長期均衡關系,并將這種關系定義為協整。Engle和Granger的協整性理論認為,只有當兩個或兩個以上同階單整的非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)的,這些變量才是協整的。因此在檢驗協整關系之前,須對序列的階數做單位根檢驗。

1.單位根檢驗

本文采用ADF檢驗方法分別對LNGDP、LNFI、ΔLNGDP和ΔLNFI進行單位根檢驗,驗證時間序列的平穩(wěn)性。結果見表3。

表3 單位根檢驗結果

從表3可以看出,LNGDP和LNFI的統(tǒng)計值分別為-1.77和-0.9115,均大于1%、5%、10%水平上的臨界值,因此,LNGDP和LNFI存在單位根,是非平穩(wěn)序列。再對其一階差分序列ΔLNGDP和ΔLNFI進行單位根檢驗,其統(tǒng)計值分別為-3.2979和-3.3524,均小于5%、10%水平上的臨界值且P值很小,可以認為ΔLNGDP和ΔLNFI不存在單位根,是平穩(wěn)序列。因此,ΔLNGDP和ΔLNFI都是一階單整序列,兩者之間可能存在長期協整關系,該變量符合協整檢驗的前提條件,可以進行協整關系檢驗。

2.協整檢驗

協整的基本思想認為,盡管兩個或兩個以上變量中的每一個都是非平穩(wěn)的,但是它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響,使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協整分析的經濟意義在于對于兩個具有各自長期波動規(guī)律的變量,如果它們之間是協整的,則它們之間存在一個長期的均衡關系。

本文采用Engle-Granger兩步法檢驗LNGDP和LNFI之間是否存在協整關系。

首先,建立LNGDP和LNFI的趨勢圖(見圖2),我們發(fā)現LNGDP和LNFI之間具有大致相同的增長和變化趨勢,說明二者可能存在協整關系。其后,再利用EG兩步法對其進行檢驗。反映長期關系模型的普通最小二乘估計(OLS)結果為:

圖2 LNGDP和LNTZ的趨勢圖

表4 OLS回歸結果

從表4可以得到協整回歸方程為:

R-squared=0.9055,DW=0.6051,F-statistic=201.0102,且回歸系數都通過顯著性檢驗,表明回歸模型擬合的較好。

得到殘差序列

接下來對殘差序列進行單位根檢驗,如果殘差序列是平穩(wěn)的,說明兩變量之間存在協整關系,反之則不存在。運用ADF檢驗,結果如表5所示。

表5 殘差序列的單位根檢驗結果

殘差序列單位根檢驗的t統(tǒng)計量為-1.7678,其相應的概率值P為0.0735,小于10%的檢驗水平,因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設,即可以認為殘差序列式平穩(wěn)的。因此,可以認為LNGDP和LNFI之間存在協整關系,即它們之間具有長期的穩(wěn)定關系。由協整回歸方程得知社會固定資產投資的彈性系數為0.6843,即固定資產投資每增加1%,玉溪市的GDP將增加0.6843%。

四、Granger因果關系檢驗

協整檢驗的結果說明了玉溪市FI和GDP之間存在著長期的協整關系,但是這種關系是否構成因果關系,即是由固定資產投資的增長帶動GDP的增長,還是由GDP的增長帶來固定資產投資的增長,還需要進一步進行Granger因果關系檢驗。

Granger因果關系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感。不同的滯后階數可能會得到完全不同的檢驗結果。因此,一般而言,常進行不同滯后期長度的檢驗,本文計算了滯后階數分別為1、2、3的F檢驗,其結果表6。

表6 Granger因果關系檢驗結果

根據上表,在不同的滯后階數下,對于第一個假設,其相應的概率值P均大于10%的檢驗水平,因此不能拒絕該原假設,即可以認為ΔLNGDP不是引起ΔLNFI變化的Granger原因。在不同的滯后階數下,對于第二個假設,其相應的概率值P均小于5%的檢驗水平,因此拒絕該原假設,即可以認為ΔLNFI是引起ΔLNGDP變化的Granger原因。因此,可以認為無論滯后階數的大小,ΔLNFI和ΔLNGDP存在單向因果關系,即玉溪市固定資產投資額(FI)對國內生產總值(GDP)有明顯促進作用,但國內生產總值(GDP)對固定資產投資額(FI)的作用不明顯。

五、建立模型

1.建立ARDL模型

ARDL模型稱為自回歸分布滯后模型(AutoRegressFIveDFIstrFIbutedLag),它是一種用數據動態(tài)非均衡逼近經濟理論的長期均衡過程。傳統(tǒng)經濟模型通常表述的是變量之間的一種“長期均衡”關系,而實際經濟數據卻是由“非均衡過程”生成的。因此,用ARDL模型能克服傳統(tǒng)模型的缺陷。

ARDL模型的建立包括如下兩個步驟:

(1)利用自相關圖確定最大滯后階數,并用最小二乘法建立ARDL模型。

利用序列LNGDP、LNFI的自相關圖,確定最大滯后階數。根據自相關-偏相關圖分析,LNGDP與LNFI的自相關系數都在2階截尾,偏自相關系數都在1階截尾。因此,適合建立ARDL(1,1)模型,為了更好的驗證,本文先選取滯后階數都為2階。建立自回歸分布滯后模型ARDL(2,2):

(2)利用軟件對數據進行回歸分析,方程通過了顯著性檢驗,但各回歸系數均未通過檢驗,其中LNFIt-1、LNGDPt-2和LNFIt-2的概率P值較大,說明它們對LNGDP的影響不顯著,逐步剔除不顯著變量。以LNGDP(-1)、LNFI作為新的解釋變量,建立ARDL(1,1)模型,并進行模型估計。得出可決系數R-squared=0.9623,說明ARDL(1,1)模型的擬合效果很好;F-statistic=229.6401,模型通過了顯著性檢驗;且各回歸系數的概率P值均小于0.05,說明在5%的顯著性水平下,回歸系數都通過了顯著性檢驗。通過以上分析,建立最終ARDL(1,1)模型:

模型說明,玉溪市當年GDP受到FI和上一年GDP的雙重影響,且受上一年GDP的影響更大。若上一年GDP保持不變,FI每增加1%,玉溪市經濟將增加0.3%;若FI保持不變,上一年GDP每增加1%,玉溪市當年經濟將增加0.5498%。

2.建立誤差修正模型(ECM)

協整分析反映了玉溪市固定資產投資與經濟增長之間的長期均衡關系,但兩個變量之間的短期波動關系,還需要進一步驗證。為彌補長期靜態(tài)模型的不足,本文運用誤差修正模型建立短期動態(tài)模型,反映兩個變量之間的短期波動關系。將協整檢驗得到的誤差修正項ECM=LNGDP(-1)-(2.5292+0. 6843LNFI(-1))及一階差分變量ΔLNGDP、ΔLNFI進行線性回歸,得到如下誤差修正模型:

在誤差修正模型中,所有變量都通過了顯著性檢驗。在短期內,固定資產投資每變動1%,將會帶動國內生產總值同方向變動0.1348%,即短期彈性為0.135。模型中的誤差修正項的估計參數反映了對偏離長期均衡的調整力度,修正系數-0.6291為負值,說明模型誤差修正系數具有反向修正機制,系數的大小反映了對偏離長期趨勢的調整力度。本模型中前一期的非均衡誤差以0.6291%的比率對本期的國內生產總值做出反向修正,表明國內生產總值的實際值和長期均衡值的差距大約有0.6291%能夠得到糾正。誤差修正模型更好的納入了長短期的信息,說明了固定資產投資與玉溪市國內生產總值之間存在動態(tài)均衡機制。

六、模型預測

1.模型預測精度檢驗

上文已建立了玉溪市研究固定資產投資與國內生產總值相互關系的ARDL(1,1)模型,且該模型通過了顯著性和平穩(wěn)性檢驗,可以用于對未來趨勢進行預測。為檢驗預測的精度,利用模型預測得到國內生產總值LNGDP,并和實際國內生產總值LNGDP′作比較,分析結果如表7所示。

表7 實際值LNGDP與預測值LNGDP′比較分析

由表7可知,用ARDL(1,1)模型預測的國內生產總值與實際值之間差距很小,最大差值不超過0.4,說明ARDL(1,1)模型可以較好的對未來趨勢做出預測。

2.玉溪市“十二五”固定資產投資與經濟增長預測

玉溪市“十二五”發(fā)展規(guī)劃對全市經濟的預期目標為:“力爭經濟發(fā)展速度與全省同步,生產總值年均增長10%以上,2015年達到1300億元左右”。利用ARDL(1,1)模型反映的固定資產投資與國內生產總值的相互關系,根據玉溪市“十二五”規(guī)劃對經濟增長的預期,可反向推出到2015年要達到1300億元左右的經濟目標,“十二五”期間固定資產投資增長應達到的水平。

對ARDL(1,1)模型適當變形,把LNFI作為因變量,LNGDP作為自變量,得到如下新模型:

進一步推導出固定資產投資的預測模型為:

根據規(guī)劃目標,在10%的年均增長速度下計算玉溪市2014～2015年的生產總值預測值,根據固定資產投資預測模型計算得到玉溪“十二五”期間固定資產投資額的預測值,結果如表8所示。

表8 玉溪“十二五”期間固定資產投資額的預測值

經測算,“十二五”規(guī)劃期間,玉溪市固定資產投資額若保持年均12.56%的增長速度,則其生產總值到2015年可達到1334.03億元,超額完成26%。

七、結 論

通過上述實證分析,研究期間,玉溪市固定資產投資與經濟增長之間的關系有如下幾方面的結論。

一是玉溪市固定資產投資與經濟增長之間存在協整關系,且高度正相關,即固定資產投資增長能推動經濟的顯著增長。從格蘭杰因果檢驗的結果看,玉溪市固定資產與經濟增長之間是單向因果關系,即固定資產投資是增加玉溪市經濟增長的原因,但經濟增長不是導致玉溪市固定資產增長的原因。

二是固定資產投資對經濟的促進作用比較顯著。研究期內,玉溪市固定資產投資貢獻率為58.51%,占絕對比重,說明投資在經濟發(fā)展中的地位很重要,已成為拉動經濟增長的第一動力。

三是固定資產投資增長波動性比較大,明顯超過具有穩(wěn)定性的GDP增長,說明投資的彈性不高,這是制約經濟增長的重要原因。在研究期間,玉溪市固定資產投資增長了64.89倍,而GDP增長了20.22倍;固定資產投資增長速度平均比GDP增速高了13.9%,是GDP增速的2.28倍。但研究期內投資彈性系數平均為0.71,且有17個年份的投資彈性系數低于平均水平。剔除主要分布在20世紀高位的5年外,其余17年的固定資產彈性系數平均為0.38,這說明玉溪投資彈性系數不高,對經濟的貢獻率不夠,存在高投入、低效益的問題。

四是投資效果系數不穩(wěn)定,波動幅度較大,研究期最后三年投資效果系數水平較低。研究期間,玉溪市固定資產投資效果系數平均為0.5,最高年份達到2.87,最低年份為負數,高低相差3.43。特別是研究期最后三年的效果系數為0.26,說明玉溪經濟增長的成本上升。若投資拐點出現,投資邊際效率遞減,將對經濟產生更大的影響。

五是各年份投資與經濟增長趨勢基本一致。但理論上講,固定資產投資對經濟增長的作用存在一定的滯后效應,高投資不一定帶來當期GDP的高增長。但這從另一側面反映出玉溪經濟對固定資產投資敏感性不夠。

總體來看,玉溪市經濟發(fā)展仍然處于投資驅動型時期,其投資的規(guī)模大小對經濟發(fā)展有著舉足輕重的作用,因而要想取得經濟的快速發(fā)展,就必須擴大投資規(guī)模,充分發(fā)揮其對經濟的正向影響作用。然而,玉溪市目前的固定資產投資已經達到了一定的規(guī)模,特別是在研究期的后幾年,其固定資產投資的增速更快。所以,玉溪市在未來進行投資決策時,應關注在保持投資規(guī)模適度增長的同時,更加注重優(yōu)化投資結構,提高投資效益,通過培育新的經濟增長點,促進產業(yè)結構升級,加強經濟社會發(fā)展薄弱環(huán)節(jié),使玉溪市的經濟增長走上良性發(fā)展的道路。

參考文獻:

[1]李嫣怡.EViews統(tǒng)計分析與應用:修訂版[M].北京:電子工業(yè)出版社,2013.

[2]張波.安徽省固定資產投資和經濟增長的實證分析[J].企業(yè)導報,2013(2):148-149.

[3]王東柱,鐘飛.西安市固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[J].經濟研究導刊,2013(4):171-173.

[4]熊興.關于甘肅省固定資產投資與經濟增長關系的實證研究[J].西部經濟管理論壇,2014,25(1):20-25.

[5]李博.河北省固定資產投資效果及滯后效應分析[J].河北師范大學學報:哲學社會科學版,2006,29(3):48-51.

[6]趙煜.基于ARDL模型的我國固定資產投資與經濟增長關系的統(tǒng)計分析[J].蘭州商學院學報,2009,25(1):106-109,116.

[7]鐘遠.安徽農業(yè)科技投入對農民人均純收入的影響——基于ARDL模型的實證研究[J].廊坊師范學院學報:自然科學版,2012,13(1):57-60.

[8]路領.青島市固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[D].青島:青島大學,2011.

Empirical Study on Yuxi Fixed Assets Investment and Economic Growth

YEHong LINQian LIAijie

(School of Business,Yuxi Normal University,Yuxi,Yunnan,653100)

Yuxi;fixed assets investment;GDP;economic growth

Causal empirical analysis is performed based on fixed assets investment and gross domestic product of Yuxi City in 22 years between 1990 and 2011.The investment needed to achieve the economic growth target is predicted according to the target in the twelfth“Five-year-plan”based on the constructed model.The relationship between economic growth target and fixed assets investment is also concluded.However,the increase of the fixed assets investment in recent years will be balanced by optimized invest structure,new economic growth sources and the upgrade of industrial structure.

F830

A

1009-9506(2014)12-0013-08

2014年9月21日

葉 宏,碩士,副教授,研究方向:財務會計與區(qū)域經濟。

① 社科項目:2014年玉溪社科基金項目“玉溪市固定資產投資與經濟增長的聯動效應研究”階段性成果,編號:YXSK73.