李薇

摘要：本文結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)，借助于對(duì)水利投資和GDP向量的自回歸模型的構(gòu)建，通過因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)等諸多計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)手段來實(shí)證分析水利投資與國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系。從研究結(jié)果顯示，水利投資與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的具有著雙向因果關(guān)系，不斷增加的水利投資能夠在很大程度上促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長，而國民經(jīng)濟(jì)的增長也能夠在一定程度上推動(dòng)我國的水利投資。

關(guān)鍵詞：水利投資 國民經(jīng)濟(jì)增長 實(shí)證分析

引言

水利是我國國民經(jīng)濟(jì)增長的主要基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和設(shè)施，能夠在很大程度上促進(jìn)并確保我國國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展和人們生活水平的提升，可以說水利事業(yè)的發(fā)展，和我國國民經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展都有著非常密切的聯(lián)系。因此，水利投資的不足，也就會(huì)對(duì)我國國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展造成一定阻礙，而國民經(jīng)濟(jì)的增長也會(huì)在一定程度上對(duì)水利投資的增加帶來促進(jìn)效應(yīng)。為了讓水利發(fā)展決策的科學(xué)性得以實(shí)現(xiàn)，就必須對(duì)水利投資進(jìn)行合理安排，從而才能讓其更好的促進(jìn)和保障我國國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。由此可見，對(duì)水利投資和國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析有著非常重要的顯示意義。

一、研究理論模型的建立和變量與數(shù)據(jù)選取研究

（一）研究理論模型的建立

向量的自回歸模型屬于非結(jié)構(gòu)化方程模型中的一種，相關(guān)變量皆為內(nèi)生，且還擁有著完成一樣的解釋變量，其在預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列變量系統(tǒng)和對(duì)隨機(jī)干擾項(xiàng)的動(dòng)態(tài)沖擊進(jìn)行分析上使用較為廣泛，其作用在于能夠?qū)Ω鞣N經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所造成的影響進(jìn)行解釋和研究。為了對(duì)動(dòng)態(tài)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究和分析，實(shí)證分析主要從檢測變量問Granger因果關(guān)系、方差分解、向量的自回歸模型脈沖響應(yīng)和建立等多個(gè)方面上進(jìn)行研究分析。

（二）變量與數(shù)據(jù)選取研究

在數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，將國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和水利投資的表征指標(biāo)定義為國內(nèi)生產(chǎn)總值和水利建設(shè)投資完成金額。以《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國水利年鑒》中的相關(guān)數(shù)據(jù)資料為依據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。為了讓可能出現(xiàn)的異方差和極端值等現(xiàn)象所帶來的影響力度得以降低，通過自然對(duì)數(shù)的變換來對(duì)兩個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

2000年GDP為99214.6億元，水利投資為612.93億元，二者比例為62%；2001年GDP為109655.2億元，水利投資為560.71億元，二者比例為51%；2002年GDP為1 20332.7億元，水利投資為819.22億元，二者比例為68%；2003年GDP為1 35822.8億元，水利投資為743.42億元，二者比例為54%；2004年GDP為159878.3億元，水利投資為782.45億元，二者比例為49%；2005年GDP為1 84937.5億元，水利投資為746.35億元，二者比例為40%：2006年GDP為21 6314.4億元，水利投資為793.84億元，二者比例為37%；2007年GDP為265810.3億元，水利投資為944.9億元，二者比例為36%；2008年GDP為314045.4億元，水利投資為1088.2億元，二者比例為35%。

二、水利投資與國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢測

在分析時(shí)間序列的過程中，必須確保時(shí)間序列的平穩(wěn)性。否則就會(huì)造成兩列數(shù)據(jù)在不具有相關(guān)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的時(shí)候，表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)，讓偽回歸現(xiàn)象逐漸形成。在分析時(shí)間序列數(shù)據(jù)的過程中，首先需要做的是運(yùn)用ADF檢驗(yàn)，對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行確定，然后整理檢驗(yàn)結(jié)果。最后結(jié)合檢驗(yàn)結(jié)果得出，當(dāng)GDP自然對(duì)數(shù)在1%的顯著水平下平穩(wěn)，水利投資自然對(duì)數(shù)顯著水平為5%時(shí)平穩(wěn)，見表1。

（二）Granger因果關(guān)系檢測分析

從數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果上可以看出水利投資和國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)的時(shí)間序列均為平穩(wěn)，符合Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。通過檢驗(yàn)得出，顯著水平處于10%時(shí)，水利投資和國民經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)雙向Granger因果關(guān)系。簡單而言，就是指水利投資的增長能夠長期促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長，對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著很大推動(dòng)作用。而且國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展也能夠在一定程度上帶動(dòng)水利投資量，隨著國民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，在一定程度上提升了行業(yè)用電和用水需求量，因此也就為水利工程建設(shè)帶來了新的機(jī)遇，讓水利投資雪球得到增加。

（三）建立向量的自回歸模型

通過對(duì)水利投資和GDP之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析和研究，借助于二者之間的自然對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)將二維向量的自回歸模型構(gòu)建出來。從模型上對(duì)結(jié)果進(jìn)行估計(jì)，當(dāng)GDP自然對(duì)數(shù)和水利投資自然對(duì)數(shù)解釋變量的回歸函數(shù)可決系數(shù)達(dá)到某個(gè)值時(shí)，會(huì)出現(xiàn)較好的擬合程度，模型的解釋能力非常顯著。由此可見，在短期內(nèi)，水利投資促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)較為隱蔽，有時(shí)很值會(huì)出現(xiàn)反向作用，但其促進(jìn)作用會(huì)逐漸加強(qiáng)，直至十分顯著，而國民經(jīng)濟(jì)對(duì)水利投資的推動(dòng)作用也同樣如此。

（四）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)的作用在于對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊所造成的其他變量和未來取值影響軌跡進(jìn)行衡量，其能夠?qū)⒆兞恐g的動(dòng)態(tài)交互作用直觀的表現(xiàn)出來。脈沖響應(yīng)函數(shù)中，通常脈沖響應(yīng)函數(shù)由實(shí)線表示，正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶由虛線表示?？紤]到水利工程建設(shè)需要較長的時(shí)間，因此需要適當(dāng)?shù)脑黾悠渥匪萜跀?shù)。

從水利投資和國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線上可以看出，當(dāng)在本期中給予水利投資自然對(duì)數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)在第一年并沒有出現(xiàn)波動(dòng)，呈現(xiàn)下降趨勢，直至第二年下降到最小值，開始逐步增長，到十一年增長到最高，然后在減小，直至為零。由此可見，水利投資短期作用成負(fù)狀態(tài)，其原因可能是因?yàn)橘Y源競爭因素對(duì)國民經(jīng)濟(jì)相關(guān)部門發(fā)展造成了一定影響。因?yàn)樗こ绦枰^長時(shí)間才能建設(shè)完工，只有當(dāng)其竣工且投入使用之后，才會(huì)逐漸展現(xiàn)出其對(duì)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的促進(jìn)作用。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，水利投資自然對(duì)數(shù)在第一年就對(duì)國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)帶來了較強(qiáng)的反應(yīng)，由此開始逐漸增長，在第九年到達(dá)最高，然后開始下降并逐漸為零。從水利投資的角度上來看，國民經(jīng)濟(jì)增長短期內(nèi)對(duì)其所帶來的作用為負(fù)作用，但長期則會(huì)顯露出較強(qiáng)的促進(jìn)效應(yīng)。其原因可能在于國民經(jīng)濟(jì)各部門用水用電需求在短期能能夠得到滿足，因此也就沒有重視起水利投資，但時(shí)間過長后，也就逐漸開始顯現(xiàn)出用電、用水需求無法滿足的問題，從而也就會(huì)讓水利投資逐漸加大，以此來滿足用水、用電需求。

（五）向量自回歸模型的方差分解

方差分解主要是對(duì)每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊所造成的內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度進(jìn)行分析，對(duì)不同結(jié)構(gòu)>中擊的重要性進(jìn)行再次評(píng)估。因此，通過方差分解能夠得出向量自回歸模型中變量產(chǎn)生影響后各個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相關(guān)重要信息。從方差分解可以看出水利投資自然對(duì)數(shù)和國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)變動(dòng)的共享率。通過方差分解可以看出，隨著國民經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，其對(duì)我國水利投資的促進(jìn)作用也會(huì)逐漸增加，而從水利投資自然對(duì)數(shù)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)自然對(duì)數(shù)的貢獻(xiàn)率來看，水利投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用更加顯著。

三、總結(jié)

綜上所述，借助于向量的自回歸模型、Granger因果關(guān)系檢測、脈沖響應(yīng)以及方差分析等諸多方法來實(shí)證分析國民經(jīng)濟(jì)和水利投資之間的時(shí)序數(shù)據(jù)，并對(duì)二者之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行分析，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出水利投資和國民經(jīng)濟(jì)的互動(dòng)關(guān)系為雙向因果關(guān)系，國民經(jīng)濟(jì)增長會(huì)在一定程度上促進(jìn)水利投資額的提升，而水利投資的增加也會(huì)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長帶來一定推動(dòng)效應(yīng)；而從脈沖響應(yīng)分析和方差分解進(jìn)一步證明了二者之間的互動(dòng)關(guān)系。雖然在國民經(jīng)濟(jì)中水利投資所占比例較小，但一起對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長有著非常顯著的促進(jìn)效應(yīng)，因此，通過加大我國水利投資，能夠在很大程度上推動(dòng)我國國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。