摘要：文章應(yīng)用OLS分析法，實證分析研究了商品零售價格指數(shù)、貨幣供給量與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)性，在此基礎(chǔ)上對3者之間的作用機理進行協(xié)整分析和Granger因果檢驗，研究結(jié)果表明：商品零售價格指數(shù)、貨幣供給與固定資產(chǎn)投資之間體現(xiàn)出較強的相關(guān)性，而且存在長期的協(xié)整關(guān)系；商品零售價格指數(shù)是固定資產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量的Granger原因，但反向因果關(guān)系不成立；提高并維持商品物價和適度的增加貨幣供給是推動投資增長的戰(zhàn)略選擇。
　　關(guān)鍵詞：貨幣供給；商品零售價格指數(shù)；固定資產(chǎn)投資；內(nèi)在關(guān)聯(lián)；實證檢驗
　　
　　—、引言
　　
　　投資、消費和外貿(mào)是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車，其中增加固定資產(chǎn)投資是社會擴大內(nèi)需的有效途徑。根據(jù)經(jīng)濟增長理論，固定資產(chǎn)投資的增長，會拉動對原材料、生產(chǎn)設(shè)備、勞動力等的需求，從而拉動與投資活動相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)出和消費需求的增長，進而推動經(jīng)濟的增長。面對全球金融危機和經(jīng)濟衰退的情況下，針對國民經(jīng)濟增長減緩趨勢明顯，下行壓力進一步加大的形勢，中國采取積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，出臺了“保增長，增加投資，擴大內(nèi)需，調(diào)整結(jié)構(gòu)”等一系列措施，其中增加固定資產(chǎn)投資是首要的措施。本文從貨幣供應(yīng)量和商品價格指數(shù)的角度對固定資產(chǎn)投資的影響進行分析，通過建立計量模型，利用協(xié)整理論，Granger因果檢驗等方法對中國固定資產(chǎn)投資與貨幣供給、商品零售物價指數(shù)之間的關(guān)系進行了實證分析，力求為中國新一輪固定資產(chǎn)投資進程提供實際參考。
　　
　　二、模型的建立與實證分析
　　
　　（一）分析方法與變量設(shè)置
　　模型檢驗貨幣供給商品零售價格指數(shù)對固定資產(chǎn)投資的作用和影響，把中國固定資產(chǎn)投資I作為被解釋變量，把貨幣供給M2及商品零售價格指數(shù)PIS作為解釋變量，樣本取自1978-2007年的年度縱截面數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》與《中國統(tǒng)計年鑒》。對于模型結(jié)構(gòu)，出于分析的目的和妥協(xié)性，我們選取多元對數(shù)模型作為結(jié)構(gòu)形式。對數(shù)模型的優(yōu)點在于它反映了解釋變量的變動與被解釋變量變動的關(guān)系，所要估計的結(jié)構(gòu)恰好是變量之間的彈性系數(shù)，而且它反映了被解釋變量增長與解釋變量的增長間的關(guān)系，適合長期的時間序列，同時為了消除可能存在的異方差性。計量模型結(jié)構(gòu)如下：
　　LnI=β0+β1LnM2+β2LnPIS+ut
　　（二）回歸結(jié)果分析
　　對于模型，用Eviews3.1軟件對數(shù)據(jù)進行OLS分析得到回歸結(jié)果如下：
　　Ln =-8.690098+1.627266LnP S+ 1.077918 LnM2{1}
　?。?4.469067）（4.155038）（41.563464）
　　Adjusted R2=0.992256F=960.9561DW=6.64807
　　從回歸過程中，發(fā)現(xiàn)DW為0.64807，根據(jù)DW值判斷區(qū)域，該模型的隨機誤差項明顯存在一階自相關(guān)，因此需要對模型進行修正。運用Cochrane-Orcutt迭代法，在軟件回歸命令中加入AR（1），很好地解決了自相關(guān)問題，再次回歸結(jié)果如下：
　　LnI=-6.594653+1.181063LnM2+
　　0.905397LnPIS+0.851032AR（1）{2}
　　（-2.104310）（5.098227）（2.46395）（5.641275）
　　Adjusted R2=0.994209F=916.6674
　　DW=1.64
　　從計量結(jié)果看，模型的F值很大，說明模型在整體上線性關(guān)系是顯著的，調(diào)整R2為0.994209說明這兩個模型對數(shù)據(jù)的擬合程度很好，可以以99%的概率判定貨幣供應(yīng)量和商品零售物價指數(shù)對固定資產(chǎn)投資增長產(chǎn)生顯著影響，由于數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，可以認定逆方差性基本不存在。
　　從解釋能力來看，在5%的顯著性水平上，解釋變量LnM2和LnPIS的系數(shù)的t統(tǒng)計值是顯著的。貨幣供應(yīng)量與固定資產(chǎn)投資之間的關(guān)系顯著為正，前者每增加1%，后者增加1.186063%，這說明貨幣供應(yīng)量對固定資產(chǎn)投資有非常大的促進作用。商品零售物價指數(shù)與固定資產(chǎn)投資的關(guān)系顯著為正，前者每增加1%，后者增加0.905397%，說明商品零售物價指數(shù)對固定資產(chǎn)投資有較大的作用。也可以認為貨幣供應(yīng)量對固定資產(chǎn)投資的貢獻大于商品零售物價對固定資產(chǎn)投資的貢獻。
　?。ㄈ┢椒€(wěn)性和協(xié)整關(guān)系檢驗
　　現(xiàn)實中的宏觀經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)極少屬于平穩(wěn)序列，而平穩(wěn)性在計量模型中具有重要地位，為了判斷以上估計結(jié)果在長期過程中是否具有平穩(wěn)性，我們對模型做平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系檢驗。本文利用單位根檢驗來分別確定LnI和LnM2、LnPIS的平穩(wěn)性，具體采用的是ADF（Augmengted DickeyFuller Test）方法，其模型為：
　　 △Yt=μ+βt+δYt-1+ λj△Yt-j+μt{3}
　　 其中：ut為白噪聲；Δ表示變量的一階差分，最優(yōu)滯后期用AIC準(zhǔn)則確定，即選定的滯后期長度應(yīng)使AIC最小，以保證殘差非自相關(guān)。ADF檢驗過程如表1所示：
　　由ADF檢驗知，LnI是二階單整，即LnI～I（2），而LnPIS和LnM2是二階單整，即LnPIS～I（2），LnM2～I（2）。
　　協(xié)整檢驗的基本思路是：盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個變量之間便存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，這種關(guān)系可以看作是對經(jīng)濟學(xué)中所說的規(guī)律性的定量描述。本文采用Engel-Granger兩步法做協(xié)整檢驗。
　　由LnI分別對LnM2和LnPIS做OLS估計，結(jié)果如下：
　　LnI=-8.807811+1.65647LnM2+
　　0.937253LnAR（1）{4}
　?。?1.605383）（4.254392）（29.76232）
　　Adjusted R2=0.993535F＝1230.352
　　DW＝1.636356
　　LnI=9.001038+1.647229LnPIS+AR（1）
　　{5}
　?。?.847120）（3.230052）（44.99409）
　　Adjusted R2=0.991472F＝931.0814
　　DW＝1.282355
　　對殘差 1， 2做平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示：
　　由表2可知，在5%顯著性水平下， 1， 2是平穩(wěn)的，因此，方程④、⑤中LnI和LnM2，LnPIS的關(guān)系存在協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期的均衡關(guān)系。本文在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，再做3者之間的因果關(guān)系檢驗。
　?。ㄋ模└裉m杰因果關(guān)系檢驗（Granger Causality Test）
　　OLS估計只是將固定資產(chǎn)投資，貨幣供應(yīng)量，零售商品物價指數(shù)之間的關(guān)系給以量上的描述，并未說明解釋變量與被解釋變量的因果關(guān)系，為了排除偽相關(guān)，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗法。建立自回歸模型逐一檢驗了各個解釋變量與被解釋變量之間的線性關(guān)系。其檢驗的數(shù)學(xué)模型是：Yt=a+ αiYt-i+ βjxt-j+ut。
　　檢驗零假設(shè)為：X是Y的非Granger原因，即H0：β1=β2=…=βq=0，檢驗統(tǒng)計量模型為：F= ～