鈕立新

摘要：以1978—2011年以來(lái)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、固定資產(chǎn)投資和GDP之間存在長(zhǎng)期和短期的關(guān)系。通過(guò)22年的貢獻(xiàn)率計(jì)算，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有穩(wěn)定的拉動(dòng)作用，但是對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率波動(dòng)幅度較大。本文依據(jù)以上結(jié)論提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易 固定資產(chǎn)投資 GDP 協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

我國(guó)正處于轉(zhuǎn)型階段，從經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型大方向看，消費(fèi)應(yīng)該成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一推動(dòng)力。但是我國(guó)一方面屬于典型的投資拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)模式，另一方面堅(jiān)持了改革開(kāi)放35年。我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從結(jié)構(gòu)上說(shuō)應(yīng)該還是開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下的投資推動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，在啟動(dòng)了消費(fèi)動(dòng)力后，如何看待這兩支經(jīng)濟(jì)力量的關(guān)系，是未來(lái)經(jīng)濟(jì)調(diào)整面臨的一個(gè)課題。在不考慮消費(fèi)這一因素的基礎(chǔ)上，本文利用改革開(kāi)放至今三十余年來(lái)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，考察進(jìn)出口貿(mào)易和固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，分析結(jié)果對(duì)于更好的理順我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口與固定資產(chǎn)投資的關(guān)系具有積極意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)綜述

對(duì)外貿(mào)易和投資作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車(chē)的動(dòng)力結(jié)構(gòu)因素，國(guó)外學(xué)者通過(guò)不同角度對(duì)其各自在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用進(jìn)行了分析。

對(duì)外貿(mào)易方面，Barbara Pistoresi，和Alberto Rinaldi（2012）以進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為研究對(duì)象，通過(guò)對(duì)意大利1863—2004年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析和因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明雙方之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但是因果關(guān)系隨著時(shí)間跨度變化而變化。一戰(zhàn)時(shí)期進(jìn)口增長(zhǎng)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而拉動(dòng)出口增長(zhǎng)。而二戰(zhàn)時(shí)期貿(mào)易內(nèi)部出現(xiàn)了雙向促進(jìn)關(guān)系。Renuka Mahadevan和Sandy Suardi（2011）研究了進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率間的不確定性動(dòng)態(tài)影響。學(xué)者將貿(mào)易納入VECM—GARCH模型，以新加坡為例，考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)性。雙方在波動(dòng)影響方面存在單項(xiàng)因果關(guān)系，生產(chǎn)率波動(dòng)影響貿(mào)易，反之在政策層面還有待考察。M.J. Herrerias和Vicente Orts（2011）以中國(guó)為例，考察了進(jìn)口、投資與增長(zhǎng)之間的關(guān)系。其結(jié)果表明，進(jìn)口與投資能夠促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易，并能促進(jìn)長(zhǎng)期勞動(dòng)效率，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)。

投資方面，Pernilla Johansson（2010）對(duì)負(fù)債、投資和增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了考察，結(jié)果表明1989—2004年發(fā)展中國(guó)家，如果降低債務(wù)水平，將資源用于投資，能改進(jìn)投資，減免債務(wù)存量，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極的促進(jìn)作用。T.R. Lakshmanan（2011）以基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)引起的經(jīng)濟(jì)后果為研究對(duì)象，利用成本效益分析法，衡量交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施所引起的廣泛經(jīng)濟(jì)利益。如市場(chǎng)拓展、貿(mào)易收益、技術(shù)變化、空間集聚、城市群新知識(shí)創(chuàng)新和商業(yè)化進(jìn)程等。Filiz Ozkan，Omer Ozkan和Murat Gunduz（2012）從政策角度分析了土耳其的投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，利用因果關(guān)系檢驗(yàn)，其發(fā)現(xiàn)建筑業(yè)對(duì)于國(guó)家擺脫經(jīng)濟(jì)停滯有重要的作用，因?yàn)樵撔袠I(yè)關(guān)系到200個(gè)不同的部門(mén)，通過(guò)ECM模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資（住宅）和GDP之間存在直接的因果關(guān)系。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

對(duì)外貿(mào)易方面，姬斌和姚金安（2011）利用HP濾波、向量誤差修正模型對(duì)河北省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，其結(jié)果表明，外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單項(xiàng)因果關(guān)系，長(zhǎng)期中存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。楊雪等人（2011）將河南省的對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行了研究，分別利用貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度進(jìn)行分析，證實(shí)了河南省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。夏巖磊，李丹（2011）以皖江區(qū)域的外貿(mào)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為例，建立了研究框架。主要研究?jī)烧叩幕?dòng)關(guān)系，結(jié)果證實(shí)了雙方的互動(dòng)，以及外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

固定資產(chǎn)投資方面，劉金全，印重（2012）對(duì)我國(guó)固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)固定資產(chǎn)投資有顯著的“時(shí)間累積效應(yīng)”，并且二者存在正向非對(duì)稱性關(guān)聯(lián)，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向“溢出效應(yīng)”，但卻未反過(guò)來(lái)產(chǎn)生“牽拉效應(yīng)”。何傳超（2011）對(duì)我國(guó)廣東省固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，表明雙方在廣州存在相互促進(jìn)的關(guān)系，并且GDP的單向作用要大于固定資產(chǎn)投資的單向作用。任歌（2011）對(duì)我國(guó)不同區(qū)域進(jìn)行了固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的差異性研究，統(tǒng)計(jì)分析表明，中部地區(qū)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要高于東西部地區(qū)，因此，有重點(diǎn)的投資對(duì)于制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義。

三、理論模型

本文最基本的理論模型就是柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其最基本形式為：

Y = A（t） Lα Kβ μ

模型中，Y代表總產(chǎn)值；A是技術(shù)進(jìn)步，其是與時(shí)間有關(guān)的函數(shù)；L是勞動(dòng)力投入；K是固定資產(chǎn)凈值，也代表資本的投入；α 和β代表勞動(dòng)和資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ代表隨機(jī)干擾引資，并且不會(huì)大于1。模型表示經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出是由勞動(dòng)投入、資本投入和技術(shù)進(jìn)步?jīng)Q定的，不同的彈性系數(shù)取值，產(chǎn)出水平存在差異。α +β=1表示規(guī)模報(bào)酬不變，α +β>1表示規(guī)模報(bào)酬遞增，α +β<1表示規(guī)模報(bào)酬遞減。

如果考慮有N個(gè)自變量，于是就得到一般意義的柯布—道格拉斯函數(shù)模型：

Q（X1， X2， ……XN）= A（t） X1αX2β ……XNγμ

該模型不過(guò)是對(duì)基本柯布—道格拉斯函數(shù)的推廣，公式中字母存在差異，但是與基本模型中的代表意義完全一致。

將本文的變量代入一般意義的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，得到：

GDP = A（t）（GT）α（ MY）βe u

其中，GDP表示本文中的經(jīng)濟(jì)總量，GT表示固定資產(chǎn)投資，MY表示對(duì)外貿(mào)易，A表示常數(shù)，e表示自然對(duì)數(shù)的底，u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，α、β表示各變量對(duì)GDP的彈性。為了估算彈性系數(shù)，需要首先將A（t）模型表達(dá)出來(lái)，假設(shè)技術(shù)進(jìn)步是勻速變化的（速度用V表示），于是得到A（t）= A0tV，于是本文的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

GDP = A0tV*GTα*MYβe u

假設(shè)α + β= 1，對(duì)模型兩邊求導(dǎo)可得：

LnGDP = LnA0 + αLnGT + βLnMY + u

其中，LnGDP是經(jīng)濟(jì)總量的對(duì)數(shù)，LnA0 代表常數(shù)，LnGT、LnMY表示固定資產(chǎn)投資和對(duì)外貿(mào)易的對(duì)數(shù)形式。本文以此模型為基礎(chǔ)進(jìn)行數(shù)理分析檢驗(yàn)。

四、實(shí)證定量研究

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)本文研究?jī)?nèi)容，本文選取三個(gè)變量作為研究對(duì)象，其中兩個(gè)變量作為自變量，而一個(gè)變量是因變量，并且通過(guò)兩個(gè)變量的系數(shù)對(duì)比找出其與因變量之間的關(guān)系。本文選取GT代表固定資產(chǎn)投資，GDP代表經(jīng)濟(jì)總量，MY作為進(jìn)出口貿(mào)易代表。時(shí)間跨度上，本文選擇1978—2011年的歷史數(shù)據(jù)，并通過(guò)指數(shù)平減得到其去除時(shí)間趨勢(shì)的實(shí)際數(shù)據(jù)。由于本文采取的模型是是C—D模型，故對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，以符合模型要求。（各年數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。）

（二）數(shù)據(jù)處理

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免不平穩(wěn)序列“偽回歸”問(wèn)題，本文首先對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由以上數(shù)理處理結(jié)果可知，變量原數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，但一階差分屬于平穩(wěn)序列。以此為基礎(chǔ)，進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

以上變量的單整結(jié)果階數(shù)相同，符合協(xié)整條件。協(xié)整關(guān)系說(shuō)明，變量雖然有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是如果存在同階協(xié)整，變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。由于變量大于兩個(gè)，所以采用擴(kuò)展的E—G檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析。

表2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

從上表可知，在5%臨界值水平下，零假設(shè)r = 0的情況下，特征根跡統(tǒng)計(jì)量要大于顯著性水平，而在r ≤ 0、r ≥ 0的情況下，特征根跡統(tǒng)計(jì)量要小于顯著性水平，這說(shuō)明變量之間存在一組協(xié)整關(guān)系，通過(guò)最小二乘法，我們建立協(xié)整方程：

為了證明方程的平穩(wěn)性，需要對(duì)其殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表3模型殘差檢驗(yàn)結(jié)果

殘差平穩(wěn)證明變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系。對(duì)外貿(mào)易與固定資產(chǎn)投資和GDP之間的彈性系數(shù)分別是0.89和0.82。說(shuō)明每增加一單位對(duì)外貿(mào)易，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)0.89個(gè)單位，每增加以單位固定資產(chǎn)投資能夠拉動(dòng)0.82單位的經(jīng)濟(jì)。彈性系數(shù)較大，說(shuō)明變量間存在明顯的正相關(guān)性關(guān)系。

3.ECM模型

為了了解模型長(zhǎng)短期自我調(diào)節(jié)機(jī)制的變化，本文根據(jù)協(xié)整方程變量的一階差分重新構(gòu)建誤差修正模型，同時(shí)引進(jìn)殘差，確定ECM模型。

?lnGDP = —0.18+0.43·?lnGDPt—1+0.32?lnGDPt—2+0.89·?lnMYt—1+0.73·?lnGTt—2– 0.23ecmt—1

（3.38）（2.86） （2.11）（2.21）（4.99） （2.13）

Adjusted R—squared = 0.86 Durbin—Watson stat = 1.87 F—statistic=20.35

模型變量均通過(guò)5%顯著性水平，但是對(duì)外貿(mào)易和固定資產(chǎn)投資的滯后期不同，反映出對(duì)經(jīng)濟(jì)的不同影響力。誤差修正項(xiàng)雖然通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但是系數(shù)僅為0.23，表明短期會(huì)影響長(zhǎng)期，但短期偏離衰減速度較慢。

五、定性分析

（一）貢獻(xiàn)率分析

由于本文研究的對(duì)象存在差異，從規(guī)模上直接對(duì)比不能準(zhǔn)確反映其與GDP的關(guān)系，所以本文從二者對(duì)經(jīng)濟(jì)總量的貢獻(xiàn)率上進(jìn)行計(jì)算，以可比價(jià)格作為分析根據(jù)，對(duì)1990—2011年二者對(duì)經(jīng)濟(jì)總量的貢獻(xiàn)率進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)如下表：

表41990—2011年固定資產(chǎn)投資和貿(mào)易貢獻(xiàn)率情況

從上表可以看出，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)總量的貢獻(xiàn)率要高于對(duì)外貿(mào)易，22年中平均達(dá)到50.4%，比貿(mào)易貢獻(xiàn)率高3.5%左右。從1990年以來(lái)，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率經(jīng)歷了五次波動(dòng)，峰值分別出現(xiàn)在1993、1999、2004、2008和2010年，可以看出，投資基本上4—5年就會(huì)出現(xiàn)一次對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)高峰，這一方面說(shuō)明我國(guó)仍然屬于投資拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)，另一方面也說(shuō)明投資本身存在周期性，或者說(shuō)我國(guó)存在著投資沖動(dòng)的動(dòng)力。

對(duì)外貿(mào)易方面，平均來(lái)看對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率在44%左右，與投資具有規(guī)律性不同，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)率波動(dòng)頻繁且無(wú)規(guī)律，大的波動(dòng)出現(xiàn)在金融危機(jī)時(shí)期，達(dá)到—68.77%。這說(shuō)明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的敏感性很高，受著多種因素的影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)還很不穩(wěn)定。

（二）實(shí)證結(jié)論分析

從實(shí)證分析結(jié)果可知，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)總量之間存在短期和長(zhǎng)期的關(guān)系。短期看，貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)更為明顯，而固定資產(chǎn)投資由于存在時(shí)滯性，在滯后二期對(duì)GDP的拉動(dòng)彈性為0.73，不及貿(mào)易滯后一期就能拉動(dòng)0.89個(gè)單位。長(zhǎng)期來(lái)看，貿(mào)易與固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率差距不大，固定資產(chǎn)對(duì)GDP的彈性略高于對(duì)外貿(mào)易，分別是0.89和0.82。但是由于誤差修正項(xiàng)太小，短期對(duì)長(zhǎng)期片里的拉回力度還是偏弱。

六、政策建議

根據(jù)以上實(shí)證檢驗(yàn)分析結(jié)果，本文特對(duì)我國(guó)固定資產(chǎn)投資和對(duì)外貿(mào)易提出以下政策建議：

（一）投資方面

1.保持穩(wěn)定的投資規(guī)模

當(dāng)前我國(guó)正處于轉(zhuǎn)型時(shí)期，轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵在于啟動(dòng)消費(fèi)。但是轉(zhuǎn)型并不是一蹴而就的，國(guó)際金融形勢(shì)復(fù)雜多變，當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需還需要制度完備，市場(chǎng)品味配套等。所以在內(nèi)外部條件均在建設(shè)的情況下，在今后比較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)，投資都是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定力量。因此，保證適度的投資規(guī)模是很有必要的。

2.對(duì)固定資產(chǎn)投資方向必須有準(zhǔn)確把握

當(dāng)前我國(guó)處于城市化發(fā)展階段，存在著大量城中村改造項(xiàng)目，城市基建成為了今后投資的重點(diǎn)。另外，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、低碳環(huán)保、綠色能源、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等都是今后發(fā)展的重點(diǎn)，因此固定資產(chǎn)投資需要集中投向這些領(lǐng)域。限制向高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)投資，減少重復(fù)投資，避免產(chǎn)能過(guò)剩。

3.改革固定資產(chǎn)投資主體

由于固定資產(chǎn)投資項(xiàng)目類(lèi)型比較復(fù)雜，我國(guó)固定資產(chǎn)投資中的國(guó)有資本投資還是占相當(dāng)大的比重，當(dāng)前應(yīng)該深化投資體制改革，調(diào)動(dòng)民間投資積極性，進(jìn)一步加快國(guó)有資本在競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域的推出力度。

（二）對(duì)外貿(mào)易方面

1.擴(kuò)大進(jìn)出口貿(mào)易水平

從文中分析來(lái)看，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用與固定資產(chǎn)投資差不多，但是從貢獻(xiàn)率上說(shuō)還很不穩(wěn)定，可以說(shuō)外貿(mào)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不穩(wěn)定但具有很大潛力的經(jīng)濟(jì)力量。所以今后要大力發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，保持貿(mào)易在三駕馬車(chē)中的經(jīng)濟(jì)地位。

2.均衡對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)

當(dāng)前我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易顯現(xiàn)出長(zhǎng)期順差的態(tài)勢(shì)，出現(xiàn)了貿(mào)易不平衡的矛盾。長(zhǎng)時(shí)期的貿(mào)易順差或逆差不利于經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展，會(huì)導(dǎo)致匯率、貿(mào)易等方面的爭(zhēng)端，因此應(yīng)該保持貿(mào)易進(jìn)出口的平衡。保證一定的進(jìn)口規(guī)模，并注意在高技術(shù)、高品位產(chǎn)品的貿(mào)易，提高產(chǎn)品進(jìn)口升級(jí)檔次。

參考文獻(xiàn)：

[1]Barbara Pistoresi， Alberto Rinaldi. Exports， imports and growth ☆： New evidence on Italy： 1863–2004[J]. Explorations in Economic History，2012（2）：241—254

[2]Renuka Mahadevan， Sandy Suardi. The effects of uncertainty dynamics on exports， imports and productivity growth[J]. Journal of Asian Economics， 2011（2）：174—188

[3]M.J. Herrerias， Vicente Orts. Imports and growth in China[J]. Economic Modelling，2011（6）：2811—2819

[4]Pernilla Johansson. Debt Relief， Investment and Growth[J]. World Development，2010（9）：1204—1216

[5]T.R. Lakshmanan. The broader economic consequences of transport infrastructure investments[J]. Journal of Transport Geography，2011（1）：1—12

[6]Filiz Ozkan，Omer Ozkan， Murat Gunduz. Causal relationship between construction investment policy and economic growth in Turkey[J]. Technological Forecasting and Social Change，2012（2）：362—370

[7]姬斌 姚金安. 河北省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)論壇，2011（12）：39—40

[8]楊雪 王菲 雎永文 翟子瑜. 河南省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)研究[J]. 中州大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（5）：1—3

[9]夏巖磊 李丹. 對(duì)外貿(mào)易與皖江區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互動(dòng)效應(yīng)實(shí)證分析：一個(gè)研究框架[J]. 西安外事學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（4）：16—19

[10]劉金全 印重. 我國(guó)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性研究[J]. 社會(huì)科學(xué)輯刊，2012（1）：131—134

[11]何傳超. 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析—以廣東省為例[J]. 統(tǒng)計(jì)與管理，2011（1）：54—55

[12]任歌. 我國(guó)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異性研究[J]. 財(cái)經(jīng)論叢，2011（5）：25—31

[13]侯祥鵬馮彩. 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型——基于長(zhǎng)三角地區(qū)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理，2012（11）：18—22