李添裕

（河海大學企業(yè)管理學院，江蘇常州213022）

基于誤差修正模型的廣東省固定資產投資與經(jīng)濟增長關系實證研究

李添裕

（河海大學企業(yè)管理學院，江蘇常州213022）

根據(jù)廣東省1979—2015年的有關數(shù)據(jù)，采用OLS建立廣東省的固定資產投資與經(jīng)濟增長的實證計量模型，進行ADF檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。檢驗出兩序列之間具有長期協(xié)整關系，同時固定資產投資和經(jīng)濟增長互為另一序列的格蘭杰原因。同時分析各產業(yè)的固定資產投資對經(jīng)濟增長的貢獻系數(shù)。研究表明，廣東省第三產業(yè)的固定資產投資對經(jīng)濟增長的貢獻最大。

固定資產投資；經(jīng)濟增長；誤差修正模型

引言

如今，廣東省已步入“十三五”全面建設小康社會的戰(zhàn)略決勝階段。在經(jīng)濟“新常態(tài)”的背景下，發(fā)揮固定資產投資對經(jīng)濟增長的積極作用，同時利用投資對供給側改革和產業(yè)結構轉型的推進作用顯得尤其重要。因此，固定資產投資需要保持“穩(wěn)中求好”的發(fā)展態(tài)勢。

AttilaChika′n（2009）分析了 OECD 國家 1987—2004 年的存貨投資和固定資產數(shù)據(jù)，實證研究否定了之前存貨投資與固定資產投資高度正相關的假說。Xie Xiang（2013）研究了中國固定資產投資對環(huán)境的影響情況：二氧化硫排放、工業(yè)固體廢物排放量和人均固定資產投資之間的關系為倒U型曲線；工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和人均固定資產投資之間的關系為U型曲線。FAN De-cheng（2014）研究了中國2004—2012年固定資產投資結構與產業(yè)經(jīng)濟結構的相適應情況。研究表明，第一和第二產業(yè)固定資產投資不足，第三產業(yè)固定資產投資過剩，其中投資不足在第一產業(yè)體現(xiàn)得更明顯。

而在國內研究當中，楊萍（2007）根據(jù)研究固定資產投資的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)判斷固定資產投資增長不是推動金融機構貸款余額同比增長較快的主導因素。張文娟（2008）利用固定資產的存量指標建立了投入占用產出局部消費模型，并分別從供給效應和需求效應角度計算對經(jīng)濟增長的促進作用。寧琰（2008）對房地產投資、固定資產投資和GDP建立VAR模型，分析得出房地產投資和固定資產投資對GDP增長有相互促進的作用，且認為滯后兩個季度相互貢獻達到最大。張蕊（2009）對山東省的固定資產投資和經(jīng)濟增長之間的關系進行協(xié)整分析和因果分析，得出山東省固定資產投資與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定關系；同時固定資產投資與經(jīng)濟增長存在雙向格蘭杰因果關系。廖媛（2010）分析2009年以前三大需求對國內生產總值增長的貢獻率，其結果表明，最終消費支出和資本形成總額對我國經(jīng)濟增長貢獻最大，并且投資拉動占據(jù)的比例越來越大，消費拉動占據(jù)的比例越來越小。段軍山等（2011）建立VEC模型得出，影響固定資產投資的主要因素是GDP的變動，GDP的增加對固定資產投資是正效應。另外，通貨膨脹率也是固定資產投資的重要影響因素。任歌（2011）研究固定資產投資對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域差異性。研究結果表明，中部地區(qū)固定資產投資對經(jīng)濟增長的影響效應強于東、西部地區(qū)，其彈性系數(shù)為1.09%，分別高于東、西部地區(qū)0.34和0.47個百分點。鈕立新（2012）對進出口貿易與固定資產投資進行比較研究，得出在短期貿易對經(jīng)濟增長的拉動效應更為明顯。而長期來看貿易與固定資產投資對GDP的貢獻率差距較小。文小才（2014）研究了固定資產投資的經(jīng)濟波動效應，分析表明，固定資產投資波動與經(jīng)濟波動周期發(fā)生頻率和波長基本一致。同時投資波動幅度大于經(jīng)濟波動幅度，經(jīng)濟增長波動滯后于固定資產投資波動。

一、廣東省固定資產投資與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系分析

本次分析是從OLS模型的角度對廣東省固定資產投資與經(jīng)濟增長的關系進行研究檢驗，變量選取的是廣東省地區(qū)生產總值（GDP）和廣東省固定資產投資總額（FAI）。數(shù)據(jù)來自2016年廣東省統(tǒng)計年鑒，采集自1979—2015年的廣東省地區(qū)生產總值和固定資產投資總額。

本次分析以固定資產投資總額（FAI）為解釋變量，地區(qū)生產總值（GDP）為被解釋變量。建立變量的關系表達式模型GDP=C+β*FAI+μ：（C為常數(shù)項，μ表示隨機干擾的影響）。同時，為便于研究，為消除趨勢因素和時間序列的異方差問題的影響，取自然對數(shù)形式：

該分析主要包括兩個步驟：首先進行序列平穩(wěn)性檢驗和模型協(xié)整性檢驗，在此基礎上，再進行格蘭杰因果關系檢驗，最終構建對數(shù)模型和誤差修正模型。然后得出的結論：固定資產投資是經(jīng)濟總量增長的主要動因；而經(jīng)濟總量的增長同時也帶動了固定資產投資的增加。

1.序列平穩(wěn)性檢驗。為有效回歸首先要對時間序列進行單位根檢驗，并使用ADF檢驗。對兩個變量取對數(shù)lnFAI和lnGDP進行檢驗。

根據(jù)表2的平穩(wěn)性檢驗，兩個時間序列的對數(shù)序列的t統(tǒng)計量均大于10%顯著性水平值（-3.205），因此是非平穩(wěn)的；但一階差分后，兩數(shù)列的t統(tǒng)計量均小于顯著性水平值，為平穩(wěn)數(shù)列。因此lnFAI和lnGDP為一階單整數(shù)列。

表1平穩(wěn)性檢驗

2.協(xié)整關系檢驗。其次對兩個變量的長期均衡關系進行檢驗。運用Engle-Granger（E-G）兩步法進行協(xié)整回歸，結果如下：

由于dL=1.22＞D.W.=0.381＞0，所以模型存在序列相關性，為正自相關。為了使模型有效化，對兩個時間序列進行廣義差分。原模型存在：μt=1.064μt-1-0.463μt-2+εt，則令

則廣義差分模型回歸結果如下：

lnFAI*系數(shù)的檢驗值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度為98%，從協(xié)整回歸中檢驗出回歸方程的顯著性、相關系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)，且不存在序列相關性。lnFAI*的系數(shù)值表明在長期，lnGDP*關于lnFAI*的彈性系數(shù)為0.938。為確定兩序列是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，要對協(xié)整回歸的殘差進行單位根檢驗。

根據(jù)殘差序列的平穩(wěn)性檢驗，非均衡誤差是平穩(wěn)序列。且兩時間序列為（1，1）階協(xié)整，所以可建立誤差修正模型以長期均衡誤差對短期失衡進行控制。模型如下：

表3 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

各系數(shù)的檢驗值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度約為45%，誤差修正回歸方程的顯著性、相關系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)。在上面的誤差修正模型中，差分項反映了偏離長期均衡趨勢的短期波動影響。廣東省的固定資產投資對產出的長期貢獻系數(shù)為0.938；在短期內，固定資產投資對產出的貢獻系數(shù)為0.328。誤差修正項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，體現(xiàn)了對偏離進行的修正。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以-0.435的調整力度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

3.格蘭杰因果關系檢驗。檢驗兩個變量的相互影響關系，需要進行格蘭杰因果關系檢驗（10%的顯著水平）。

在10%的顯著性水平，對GDP和FAI分別進行一階、二階和三階滯后的格蘭杰因果關系檢驗（見表4），結果表明,FAI是GDP的格蘭杰原因；而在二階、三階的格蘭杰檢驗中，GDP也是FAI的格蘭杰原因。說明廣東省的固定資產投資的增加會帶動GDP的增長，同時廣東省經(jīng)濟的增長會帶動固定資產投資的增加。并且固定資產對廣東省經(jīng)濟增長的長期拉動作用非常的明顯（長期貢獻系數(shù)為0.938）。而經(jīng)濟增長會進一步刺激再投資需求。從短期來看，固定資產投資對GDP變化的反應富有彈性（短期彈性為1/0.328），1個比例的經(jīng)濟波動會帶來超過3個比例的投資同向波動。

表4 GDP與FAI的因果關系檢驗

二、各產業(yè)固定資產投資對經(jīng)濟的貢獻系數(shù)分析

為進一步研究廣東省各產業(yè)的固定資產投資對經(jīng)濟的貢獻效應，我們將變量固定資產投資（FAI）分解為第一產業(yè)的固定資產投資（FAI1）、第二產業(yè)的固定資產投資（FAI2）和第三產業(yè)的固定資產投資（FAI3），與變量地區(qū)生產總值（GDP）一起構建實證模型：

β1、β2、β3分別表示第一、二、三產業(yè)固定資產投資對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)。

根據(jù)表1數(shù)據(jù)，用最小二乘法估計模型如下：

回歸結果存在嚴重的序列自相關，所以用廣義差分法進行消除。模型的隨機干擾項存在：μt=1.743μt-1-0.739μt-2+εt，則令

用廣義差分消除自相關得方程：

D.W.值=1.979≈2，不存在序列自相關；但lnFAI1的系數(shù)未通過10%顯著性水平檢驗，故舍去。同時考慮第二產業(yè)的固定資產投資存在較多長期投資的情況，即滯后期的固定資產投資對當期的經(jīng)濟增長有影響，所以引入滯后3期的第二產業(yè)固定資產投資變量（lnFAI2 t-3**）?；貧w模型結果如下：

各系數(shù)的檢驗值大于1%顯著性水平的臨界值，擬合優(yōu)度約為43%；回歸方程的顯著性、相關系數(shù)以及回歸系數(shù)的顯著性情況較優(yōu)，且不存在序列自相關。從回歸方程來看，當期第二產業(yè)固定資產投資增加1%，當期經(jīng)濟增長0.121%；而滯后3期的第二產業(yè)固定資產投資對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.087；第三產業(yè)固定資產投資對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.179。上述結果表明，目前廣東省當年的第三產業(yè)固定資產投資對當年的經(jīng)濟增長的貢獻系數(shù)最大，第二產業(yè)次之。但同時也要看到長期的固定資產投資對經(jīng)濟增長的貢獻，處理好長期和短期固定資產投資的關系，更有利于廣東省經(jīng)濟的協(xié)調穩(wěn)定發(fā)展。

三、結論與建議

廣東省的經(jīng)濟增長與固定資產投資就長期而言構成了穩(wěn)定的均衡關系，且在消除自相關后的固定資產投資長期彈性系數(shù)約為0.938，短期的彈性系數(shù)為0.328。本研究表明，從總體上看，廣東省的固定資產投資和經(jīng)濟增長是雙向的格蘭杰因果關系。消除自相關后第二、第三產業(yè)固定資產投資的系數(shù)通過了顯著性檢驗，彈性系數(shù)分別為0.121和0.179。但第一產業(yè)的投資未通過顯著性檢驗。同時滯后3期的第二產業(yè)固定資產投資對經(jīng)濟增長有正向影響。

當前廣東省的固定資產投資對經(jīng)濟增長的貢獻作用顯著，而經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長則需要統(tǒng)籌考慮投資的作用，提高投資效率。根據(jù)以上的實證分析，提出以下政策建議。

1.積極發(fā)揮固定資產投資對經(jīng)濟增長的促進作用，實施有利投資的政策。固定資產投資不僅能直接拉動經(jīng)濟增長，而且對消費和出口有一定溢出效應。擴大投資需要政府在金融管制和稅收等方面給予支持。

2.把握固定資產投資的長短彈性，保持經(jīng)濟穩(wěn)定。從長期來看，投資對經(jīng)濟增長有顯著拉動作用；但短期的投資波動超過GDP的波動幅度：經(jīng)濟衰退會引發(fā)大規(guī)模投資萎縮，經(jīng)濟過熱會引發(fā)大量的投資熱。因此，政府需要長期保證投資規(guī)模穩(wěn)定增長，短期控制投資的波動幅度。

3.優(yōu)化固定資產的投資結構，促進經(jīng)濟轉型。廣東省的經(jīng)濟轉型需要未來將投資重心更多轉移到第三產業(yè)，培育知識經(jīng)濟和提高創(chuàng)新能力。同時，對于第二產業(yè)的投資，不僅要看到短期投資對經(jīng)濟即期作用，也要關注長期投資對經(jīng)濟的促進作用。短期、長期投資統(tǒng)籌兼顧。

[1]AttilaChika′n，Erzse′bet Kova′cs.InventoryinvestmentandGDPcharacteristicsinOECDcountries[J].Int.J.ProductionEconomics，2009：2-9.

[2]XieXiang，YanLili.Research on relationship between fixed-asset investment and environmental quality based on EKC[J].International Journal of Applied Environmental Sciences，2013，8（17）：165-2177.

[3]FAN De-cheng，LI Hao，LIU Yun.Research on the Suitability between Fixed Asset Investment Structure and Industrial Structure in China.2014 International Conference on Management Science&Engineering，Helsinki，F(xiàn)inland[C].IEEE Computer Society，2014：710-718.

[4]楊萍.我國固定資產投資現(xiàn)狀與發(fā)展分析[J].建筑經(jīng)濟，2007，（6）：8-10.

[5]張文娟，尤建新.基于固定資產投資的投入占用產出局部閉消費模型[J].同濟大學學報：自然科學版，2008，36（6）：859-863.

[6]寧琰，許鵬.房地產投資、固定資產投資和GDP關系研究[J].武漢理工大學學報，2008，30（12）：173-176.

[7]張蕊.固定資產投資與經(jīng)濟增長關系的實證研究——以山東省為例[D].濟南：山東大學，2009：35-46.

[8]廖媛.固定資產投資與中國經(jīng)濟周期波動關系的實證研究[D].上海：復旦大學，2010：38-49.

[9]段軍山，鄒偉衛(wèi)，白茜.股價波動、通貨膨脹與固定資產投資——基于協(xié)整和VEC模型的經(jīng)驗證據(jù)[J].浙江金融，2011，（3）：61-65.

[10]任歌.我國固定資產投資對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域差異性研究[J].財經(jīng)論叢，2011，（5）：25-31.

[11]鈕立新.中國進出口貿易與固定資產投資拉動經(jīng)濟比較研究——基于協(xié)整關系的實證檢驗[J].財經(jīng)理論與實踐，2012，（5）：109-112.

[12]文小才.中國固定資產投資的增長效應和波動效應——基于1981—2012年的時間序列數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2014，31（5）：150-155.

F832

A

1673-291X（2017）35-0044-04

2017-09-12

李添裕（1996-），男，廣東惠州人，從事產業(yè)研究。

[責任編輯 王燕文]