劉楊洋，余斌,2，林攀

(1. 華中師范大學地理過程分析與模擬湖北省重點實驗室， 湖北 武漢 430079； 2.湖北省發(fā)展和改革委員會/華中師范大學武漢城市圈研究院， 湖北 武漢 430079)

0 引言

作為人類活動強烈作用于地表環(huán)境的重要形式之一，固定資產投資(fixed-asset investment, FAI)指建造和購置固定資產的經濟活動，亦稱為固定資產再生產活動，其涵蓋固定資產更新、改建、新建、擴建等內容層面.當前，中國正面臨新變局與新常態(tài)相互疊加、外部競爭性與內部成長性相互交織等嚴峻挑戰(zhàn)，能否形成合理有效的固定資產投資對于推動構建以“國內大循環(huán)”為主體的新發(fā)展格局具有重要現實意義.

各地區(qū)社會經濟生態(tài)系統(tǒng)的差異決定了固定資產投資對經濟增長的拉動作用將呈現明顯的時空異質性特征.當前，國內外學界對于地區(qū)固定資產投資的相關研究也主要聚焦于時間和空間兩個維度.就空間維度而言，有研究者發(fā)現，地區(qū)固定資產投資能夠促進地區(qū)生產總值(gross domestic product, GDP)的增加[1]，例如，近年來柳州市固定資產投資對GDP增長的貢獻率均超過70%，這一方面說明固定資產投資對該地區(qū)經濟增長有越來越大的促進作用，另一方面也說明經濟增長對投資的依賴程度也在大幅度提高[2]；而有些地區(qū)的固定資產投資活動不能有效促進地區(qū)生產總值的提升，抑或是說固定資產投資與地區(qū)生產總值之間不存在顯著的關系[3].就時間維度來說，有研究結果顯示，投資行為能夠使地區(qū)的經濟能力、生產規(guī)模大幅提升，進而使社會化大生產整體規(guī)模上升，雖然固定資產投資對地區(qū)生產總值增長的貢獻率在不同時期存在一定差異，但總體上均能一定程度地促進經濟增長[4].

整體而論，時間序列的跨度截取與地理空間的尺度界定將對研究結果產生不同的影響.例如，有相關研究證實，湖北省1995—2007年共13年中固定資產的投資效益為0.68[5]，而襄陽市1981—2015年共35年中固定資產的投資效益為0.74[6]，反而略高于湖北省的投資效益.這表明，固定資產投資效益的高低與地理空間單元的尺度大小息息相關.通過對以往研究的梳理發(fā)現，目前，大多數研究主要以省級和地市級行政空間單元為對象探討固定資產投資與經濟增長的動態(tài)關系，相對缺乏從縣域空間尺度透視固定資產投資的地理效益.另外，鮮有研究聚焦分析固定資產投資效益的影響因素[7].有鑒于此，本文中嘗試以江漢平原縣域作為基本研究單元，通過明晰固定資產投資效益的時空格局特征，解析固定資產投資效益的影響因素，試圖為提升地區(qū)固定資產投資效益、加快形成合理有效的固定資產投資格局提供決策參考與案例啟示.

1 案例選擇與數據來源

1.1 案例選擇江漢平原地處湖北省的中南部，介于北緯29°26′～31°37′，東經111°14′～114°36′之間，地域海拔高度是由西北向東南逐漸降低的.主要包括荊門市和荊州市的全境、宜昌市的當陽市和枝江市、孝感市的安陸市、云夢縣和應城市及天門、仙桃、潛江等3個省直管縣級市，面積約46 000 km2，是我國三大平原之一的長江中下游平原以及湖北省鄉(xiāng)村振興示范區(qū)的重要組成部分.從空間環(huán)境上來看，江漢平原位于中部地區(qū)，自從21世紀以來，區(qū)域城市化進程逐漸加快；從空間功能上來看，國家重點農產品主產區(qū)之一就是江漢平原，因此農業(yè)農村可持續(xù)發(fā)展對湖北省以及對全國都具有至關重要的意義.縣域經濟是中國國民經濟的基礎，是地帶經濟、省區(qū)等區(qū)域經濟的基本組成單元[8].基此，縣域經濟研究選取江漢平原為案例具有一定的代表性和典型性.

1.2 研究方法為研究固定資產的投資效益，基于協整理論，采用協整和誤差修正模型.在建立計量經濟模型之前，首先需要對變量之間是否存在協整關系進行檢驗[9].大多數的經濟時間序列具有時間趨勢，基本是非平穩(wěn)的，所以對這些序列進行平穩(wěn)性檢驗必不可少，而檢驗時間序列是否平穩(wěn)的最常用的方法是單位根檢驗，一般采用ADF檢驗.

d階單整序列指通過d階差分后平穩(wěn)的序列，如果兩個同階單整的變量序列是平穩(wěn)的，那么這兩個變量序列則構成協整關系.采用EG兩步法對兩變量序列的協整關系進行檢驗，在兩個同階單整的變量序列之間建立協整回歸，如果協整回歸方程的殘差序列是平穩(wěn)的，則表明這兩個變量序列之間存在協整關系[10].

為定量測度固定資產投資當期波動和上期誤差對GDP當期波動的影響，構建誤差修正模型(ECM)[11].式(1)和式(2)中地區(qū)生產總值的對數用lnGDP表示，地區(qū)固定資產投資的對數用lnFAI表示， 偏回歸系數用β1表示，自回歸系數用β0表示，固定資產投資效益系數用α表示，隨機干擾項記作μ，誤差修正項記作ECM，對長期均衡的調整力度用系數β反映[12]，計算時將原數據進行差分處理.

lnGDP=β0+β1lnFAI+μ

(1)

lnGDP=αlnFAI-βECM+μ

(2)

面板數據模型是一種將橫截面數據與時間序列數據結合起來的計量經濟模型，可用以分析同一時間點上不同截面的經濟特征，進而更好地揭示經濟結構特征，提高動態(tài)分析的可靠性和有效性[13].面板數據模型的一般形式如下[14]：

Yit=αit+βitXit+εit

(3)

1.3 數據來源將江漢平原各市區(qū)(縣)2008—2017年的固定資產投資額和地區(qū)生產總值作為兩個時間序列數據，研究數據主要來源于2009—2018年的江漢平原各市、區(qū)(縣)的統(tǒng)計年鑒.當地經濟增長的指標用市、區(qū)(縣)生產總值(GDP)測度，當地固定資產投資力度的指標用固定資產投資額(FAI)測度.研究中各變量的含義為：用Y表示地區(qū)生產總值GDP，用X表示固定資產投資額FAI，其自然對數分別表示為 lnY(或lnGDP)和 lnX(或lnFAI)，其相應的一階差分序列記為▽lnY和▽lnX，二階差分序列記為▽2lnY和▽2lnX.江漢平原固定資產投資的影響因素指標體系數據來源于2014—2018年的江漢平原各市、區(qū)(縣)的統(tǒng)計年鑒及中經網統(tǒng)計數據庫，基于可獲取到的數據，指標體系如表1所示.

表1 固定資產投資的影響因素指標體系

2 結果與分析

2.1 序列平穩(wěn)性檢驗以沙洋縣和仙桃市為例，由于X、Y序列存在明顯的趨勢性，應當對兩個序列取自然對數再對其做平穩(wěn)性檢驗.圖1和圖2分別是沙洋縣和仙桃市l(wèi)nX與lnY的時間序列圖.從圖中相似的變化趨勢可以看出lnX與lnY可能存在協整關系.接著對變量進行單位根檢驗，結果如表2所示.根據P值可以判斷出所有序列都是平穩(wěn)的，lnXt與lnYt都為二階單整序列.

圖1 沙洋縣lnX與lnY的時間序列

圖2 仙桃市l(wèi)nX與lnY的時間序列

表2 ADF單位根檢驗結果

2.2 協整檢驗通過以上計算得出lnXt與lnYt都為二階單整序列，可以開始檢驗兩者之間是否存在協整關系，此處檢驗運用EG兩步法.

第一步，建立協整回歸模型，結果如表3所示.

表3 各地協整回歸模型建立結果

第二步，對協整回歸模型的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表4所示.通過各殘差序列的P值可判斷所有殘差序列都是平穩(wěn)的，即序列l(wèi)nXt與lnYt之間存在協整關系.

表4 各地殘差序列單位根檢驗結果

由以上分析可知江漢平原縣域各地固定資產投資與地區(qū)生產總值之間存在協整關系，即二者存在長期的均衡關系，滿足建立誤差修正模型的條件.

2.3 誤差修正模型經檢驗，方程擬合優(yōu)度檢驗、F檢驗、DW檢驗及解釋變量系數的t檢驗都通過，誤差修正模型合適，結果如表5所示.

表5 各地誤差修正模型建立結果

2.4 市、縣(區(qū))固定資產投資效益分層統(tǒng)計根據誤差修正模型的計算，最終得到江漢平原22個市、縣(區(qū))固定資產投資的投資效益系數.為了有效地分析固定資產投資效益各市、縣(區(qū))間的時空差異特征，本文中基于ArcGIS 10.2技術平臺，利用自然間斷點法，根據固定資產投資效益系數將各市、縣(區(qū))分為5個層次，如表6和圖3所示.

表6 江漢平原固定資產投資效益分層次統(tǒng)計表

圖3 江漢平原固定資產投資效益系數圖

整個江漢平原縣域投資效益系數介于0.10～0.54之間，差異達到5倍以上.最高為孝感市應城市的固定資產投資效益系數0.54，最低為天門市和仙桃市的0.10，一定程度上說明江漢平原固定資產投資效益的地區(qū)間差異十分顯著.結合圖3可以看出，江漢平原固定資產投資效益呈現一定的南北分異性特征，投資效益較高水平的地區(qū)主要集中于北部，而投資效益較低水平的地區(qū)主要分布于中南部，天門、潛江、仙桃和沙市區(qū)等地形成江漢平原固定資產投資效益的“低洼區(qū)”.此外，從地市層面來看，荊門市內部縣域投資效益主要分布在第一層次和第二層次，宜昌市以第三層次為主，而荊州市和孝感市內部的投資效益分異最為明顯，總體以第四和第五層次為主.

2.5 江漢平原固定資產投資影響因素分析本文中選取政府支持力度、經濟消費水平、對外開放水平、基礎設施完善度及產業(yè)結構情況等5個方面的指標，衡量各個因素對江漢平原固定資產投資的影響.本研究以X1(一般公共預算支出)，X2(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入)，X3(外貿出口額)，X4(公路通車里程)，X5(第三產業(yè)產值)，X6(第二產業(yè)產值)作為解釋變量，將lnFAI作為被解釋變量對面板模型進行構建.由于上述變量數據是絕對量，所以應進行取對數處理，以消除異方差的影響[16].本文中首先進行模型檢驗，以便找出最佳模型，檢驗結果如表7所示.

從表7可知：F檢驗呈現出5%水平的顯著性F(21,82)=9.963，p=0.000 < 0.05，意味著相對POOL模型而言，FE模型更優(yōu)；BP檢驗呈現出5%水平的顯著性χ2(1)=78.061，p=0.000 < 0.05，意味著相對POOL模型而言，RE模型更優(yōu)；Hausman檢驗并未呈現出顯著性χ2(6)=5.958，p=0.428 > 0.05，意味著相對FE模型而言，RE模型更優(yōu).綜合上述分析，本文中最終以RE模型作為最終結果.RE模型中間過程值如表8所示.

表7 檢驗結果匯總

表8 RE模型中間過程值

本文中以RE模型作為最終結果，面板模型計算結果如表9所示，從表9可知：針對X1(一般公共預算支出)，其呈現0.01水平的顯著性(t=3.227，p=0.001 < 0.01)，回歸系數值為0.162 > 0，說明X1(一般公共預算支出)對lnFAI會產生顯著的正向影響關系.針對X2(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入)，其呈現出0.01水平的顯著性(t=5.352，p=0.000 < 0.01)，并且Coef為0.402 > 0，說明X2(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入)對lnFAI會產生顯著的正向影響關系.針對X3(外貿出口額)而言，沒有呈現出顯著性(t=0.872，p=0.383 > 0.05)，說明X3(外貿出口額)對lnFAI不會產生影響關系.針對X4(公路通車里程)而言，沒有呈現出顯著性(t=-0.167，p=0.868 > 0.05)，說明X4(公路通車里程)對lnFAI不會產生影響關系.針對X5(第三產業(yè)產值)而言，其呈現出0.01水平的顯著性(t=3.265，p=0.001 < 0.01)，并且Coef為0.256 > 0，說明X5(第三產業(yè)產值)對lnFAI會產生顯著的正向影響關系.針對X6(第二產業(yè)產值)而言，其呈現出0.01水平的顯著性(t=5.109，p=0.000 < 0.01)，并且Coef為0.335 > 0，說明X6(第二產業(yè)產值)對lnFAI會產生顯著的正向影響關系.

3 結論與建議

3.1 結論本文中根據可獲取的2008—2017年江漢平原固定資產投資和縣域地區(qū)生產總值兩個時間序列數據，通過ADF檢驗、協整檢驗及構建誤差修正模型分析江漢平原固定資產投資效益的情況，進一步構建指標體系，基于面板數據模型分析出江漢平原固定資產投資的影響因素，結論如下：

1)固定資產投資效益方面，根據計算出來的固定資產投資效益系數，將江漢平原各市、區(qū)(縣)分成5個層次，處于第二層次的市、區(qū)(縣)數量最多，比例達到27.3%，處于第一層次的市、區(qū)(縣)數量最少，比例只有13.6%.從總體來看，江漢平原內各市、區(qū)(縣)的固定資產投資效益差距較為顯著，最高達5倍以上.松滋市、京山市、應城市的固定資產投資效益最好，公安縣、沙市區(qū)、潛江市、天門市及仙桃市固定資產投資效益較差.固定資產投資效益較高的區(qū)域分布在江漢平原的東北部及西南部，固定資產投資效益較低的區(qū)域大部分分布在江漢平原的中部以東.在地級地理空間單元上，其所屬市、區(qū)(縣)的固定資產投資效益也呈現出不同程度的差異性.荊州市和孝感市這兩市內的各市、區(qū)(縣)固定資產投資效益差異較大，宜昌市和荊門市兩市內的各市、區(qū)(縣)固定資產投資效益差距不大，較為均衡.

表9 面板模型結果

2)固定資產投資影響因素方面，研究結果表明政府支持力度、經濟消費水平及產業(yè)結構情況是影響江漢平原固定資產投資的主要因素，對外開放水平及基礎設施完善度對江漢平原固定資產投資的影響不大.政府的財政支出力度對江漢平原固定資產投資的影響比較明顯，可以通過實施一些社會工程項目的財政政策，讓江漢平原固定資產投資的水平得到一定程度上的提高.其次，地區(qū)是否有較大的市場、較多的機會以及較好的經營條件往往是取決于該地區(qū)的經濟發(fā)展水平是否比較高，較高的經濟發(fā)展水平會對投資者有較大的吸引力.經濟消費狀況是固定資產投資的影響因素中最直接、最基本的因素，也是在進行固定資產投資決策時應首先考慮的因素.經濟消費水平的高低所引起的市場結構和投資需求不同，必然引起不同地區(qū)對投資利用規(guī)模和結構的差異.同時，地區(qū)的經濟政策對投資也有一定的影響.一個地區(qū)經濟發(fā)展的物質基礎和動力源泉就是產業(yè)，因此，合理的產業(yè)結構才能更好地提高江漢平原固定資產投資的水平.此外，固定資產投資的影響因素存在空間異質性特征，相比較而言，政府支持力度、基礎工程建設對安徽省的固定資產投資影響較大，而經濟消費水平對其影響較?。粚τ趶V西來說，經濟消費水平對其固定資產投資的影響卻較大.

3.2 建議基于以上結論，本文中針對江漢平原固定資產投資效益狀況提出以下幾點建議：

1)固定資產投資的資金主要依靠政府和企業(yè)提供.政府在固定資產投資的統(tǒng)籌規(guī)劃中具有重要的職能，積極制定促進固定資產投資的政策，通過政府的財政能力支持固定資產投資項目建設，其中財政支出是政府支持固定資產投資的重要表現形式.財政支出對固定資產投資的改善作用十分明顯.從政府方面來說，江漢平原各地政府應加大財政支持力度，不斷深化各項財政改革，積極打造科學精細的現代財政管理體制，為提高效率及保障資金安全，政府應實現投資審批流程電子化、支付授權化、數據管理一體化.要優(yōu)化財政投資結構，堅持民生需求導向，重點關注教育、社會保障、醫(yī)療、城市建設等領域的投資需要，努力讓群眾獲得更多的幸福感，同時生活質量也得到提升.

2)在宏觀經濟方面，若企業(yè)對經濟波動的敏感程度高一些，經濟波動就會對固定資產投資產生抑制和阻礙作用；若消費者對經濟波動的敏感程度更高，則經濟波動就會對固定資產投資產生促進和推動作用.只有當社會經濟消費水平穩(wěn)定增長時，社會商品的供給量才能增加，從而創(chuàng)造更多的利潤，同時可供投資的資金也會增多，從而促進投資供給的增長.未來，江漢平原地區(qū)應該以提升居民可支配收入為前提來推動消費水平整體的升級，激發(fā)金融市場的活力，積極構建以武漢市為中心的江漢平原城市群，推動江漢平原地區(qū)與武漢市的經濟要素循環(huán)，拓展居民財產性收入來源，要依據每年的消費價格指數和區(qū)域經濟發(fā)展水平等因素因地制宜地對工資標準進行調整，優(yōu)化收入二次分配，發(fā)揮政府在居民收入調整方面的作用，二次分配過程中應提升居民收入比例，低收入的群體是重點幫扶對象，要縮小貧富差距，提升全社會消費能力才能激發(fā)投資需求.

3)不同的產業(yè)結構將通過不同的產出效益吸引固定資產投資，其中第二、第三產業(yè)因其良好的投資回報率而獲得更多的投資供給，故而產業(yè)結構的產值也是固定資產投資供給的重要參考風向標.江漢平原地區(qū)要學習一些經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)固定資產投資的優(yōu)惠政策，把江漢平原獨特的資源優(yōu)勢充分發(fā)揮出來，發(fā)展優(yōu)勢產業(yè)，對固定資產投資結構和投資方向不斷進行調整.對于那些結構水平比較低的產業(yè)，對其的投資力度應相對減小.應當把相應的政策支持給予那些較好的投資方向和重點企業(yè)，不斷探索新的經濟增長點，對產業(yè)布局進行優(yōu)化升級，使資源利用率得到提高.經濟高質量發(fā)展是當今時代發(fā)展的要求與趨勢，江漢平原地區(qū)應以供給側結構性改革為主線，將財政資金進一步向現代服務業(yè)、戰(zhàn)略性新興產業(yè)和高新技術產業(yè)傾斜.圍繞創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，加大投資力度，用于落實創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策，利用武漢市高校云集的資源優(yōu)勢，積極同武漢深化產學研合作，支持科學技術研究與開發(fā)，加速科技成果轉化，同時要加大用于落實小微服務企業(yè)進入規(guī)模服務業(yè)企業(yè)獎勵的投資力度，促進民營企業(yè)和小微企業(yè)的發(fā)展.