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摘 要：本文基于多種估算模型和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的統(tǒng)計(jì)推斷，按照資金來(lái)源測(cè)算了西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系系數(shù)和彈性關(guān)系系數(shù)，使用單邊隨機(jī)邊界模型測(cè)算了固定資產(chǎn)投資各類資金的投資效率和各類資金的總體投資效率。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金的線性和彈性系數(shù)不顯著，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金的線性關(guān)系系數(shù)測(cè)算的平均值分別為2.308、23.794和1.505，彈性關(guān)系系數(shù)的平均值分別為0.15、0.054和0.416；西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資效率總體高于70%。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；固定資產(chǎn)投資；資金來(lái)源；投資效率

中圖分類號(hào)：F830.31 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2014（8）-0027-08

一、引言

2014年1至5月西部地區(qū)累計(jì)投資增速為18.4%，僅比全國(guó)高1.2個(gè)百分點(diǎn)，呈現(xiàn)大幅放緩的趨勢(shì)。西部投資放慢的原因主要有兩點(diǎn)，第一是過(guò)去的投資很快，加上很多行業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，難以有大的投資快速增長(zhǎng)；第二是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特殊，投資依賴型特征明顯，能源資源型上游產(chǎn)業(yè)比重大，對(duì)經(jīng)濟(jì)周期性變化的反應(yīng)更敏感、更直接。固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在相互促進(jìn)、相互制約的關(guān)系，投資可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，固定資產(chǎn)投資的不斷增加，可進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而固定資產(chǎn)投資力度不足則將制約經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)放緩將影響西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，為保持西部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，總體思路是通過(guò)固定資產(chǎn)投資的增加來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和促進(jìn)就業(yè)，但應(yīng)注意到一方面要提高固定資產(chǎn)的量，另一方面更要注意投資效率，要使固定資產(chǎn)投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有效率。調(diào)整固定資產(chǎn)投資資金來(lái)源的結(jié)構(gòu)，提高投資效率高的資金來(lái)源比重，將有助于提高西部固定資產(chǎn)投資資金的投資效率。因此，從資金來(lái)源角度測(cè)算西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系及其資金的投資效率問(wèn)題，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

針對(duì)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系這一問(wèn)題有著諸多的研究。宋麗智（2011）通過(guò)仿真檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期關(guān)系，且具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，張臘鳳（2011）、盛瑞（2012）、譚伊茗和王國(guó)興（2013）的研究也得出了類似的結(jié)論。劉金全和印重（2012）研究表明投資波動(dòng)是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要原因，固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正向非對(duì)稱性關(guān)聯(lián)，且固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向的“溢出效應(yīng)”。吳凡、祝嘉和盧陽(yáng)春（2013）研究認(rèn)為政府主導(dǎo)下的國(guó)有基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正向效應(yīng)，而國(guó)有資本對(duì)經(jīng)營(yíng)性產(chǎn)業(yè)的投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有明顯的促進(jìn)效應(yīng)。不同類型固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間也存在著不同的關(guān)系。唐沿源（2011）研究了西藏地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，結(jié)果表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用大于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資在全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的比重變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的影響。固定資產(chǎn)投資效率隨條件和環(huán)境的不同也會(huì)產(chǎn)生差異。呂登高、李明東和王如淵等（2013）測(cè)算了河南省18個(gè)地區(qū)固定資產(chǎn)投資所產(chǎn)生的空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，其研究表明河南省固定資產(chǎn)投資不僅對(duì)投資所在地具有強(qiáng)大正向直接經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而且還存在著顯著的空間外溢性。王榮森和吳濤（2013）研究表明我國(guó)東部省份城市固定資產(chǎn)投資效率顯著高于農(nóng)村，中西部省份城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資效率差異不大，且農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率普遍略高于城市。

無(wú)需贅言，無(wú)論是理論研究還是實(shí)證研究均證明固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著相當(dāng)緊密的關(guān)系，對(duì)分類后的固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的問(wèn)題和固定資產(chǎn)投資效率的問(wèn)題也有了一定的研究，但具體到不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資的資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究則沒(méi)有被找到。明確不同來(lái)源的資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，了解其投資效率高低，對(duì)于在經(jīng)濟(jì)建設(shè)過(guò)程中資金的使用和調(diào)度將有一定的借鑒意義。

本文研究的內(nèi)容可以歸納為測(cè)算了西部地區(qū)不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性與彈性關(guān)系系數(shù)，并測(cè)算不同來(lái)源資金的投資效率和總體資金投資效率。這一研究除了對(duì)經(jīng)濟(jì)決策有參考價(jià)值以外，還為固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取了西部地區(qū)各省份的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gross domestic product，gdp）作為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量。選取了西部各省份固定資產(chǎn)投資的實(shí)際到位資金作為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋變量，根據(jù)資金來(lái)源不同分為國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金（State budgetary appropriation，sba）、國(guó)內(nèi)貸款（domestic loans，dl）、利用外資（foreign investment，fi）、自籌資金（self-raised funding，srf）和其他資金來(lái)源（other founding，of），所有數(shù)據(jù)單位均為億元。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安 “CSMAR經(jīng)濟(jì)、金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)”系統(tǒng)的中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)庫(kù)，限于數(shù)據(jù)可得性，數(shù)據(jù)期間為2003年至2012年。根據(jù)《2013 年中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》，本文所指的西部地區(qū)各省份為蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陜、甘、青、寧、新共12個(gè)省級(jí)行政單位。上述數(shù)據(jù)構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)為本文實(shí)證分析的原始樣本，針對(duì)少量數(shù)據(jù)缺失的，以線性插值法進(jìn)行補(bǔ)全，從而構(gòu)成平衡面板。

原始數(shù)據(jù)的水平序列將用于測(cè)算不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資資金與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系系數(shù)，其對(duì)數(shù)序列則用于測(cè)算固定資產(chǎn)投資資金與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的彈性關(guān)系系數(shù)和固定資產(chǎn)投資效率。在文中以各變量英文單詞首字母組合替代其水平序列的稱謂，字母組合前加“l(fā)n”表示序列為對(duì)數(shù)序列，加“Δ”則表示是一階差分序列。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

針對(duì)面板數(shù)據(jù)特征，為保證結(jié)論穩(wěn)健，采用LLC、ADF和PP面板單位根檢驗(yàn)對(duì)各面板數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以少數(shù)服從多數(shù)原則進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示原序列和對(duì)數(shù)序列在5%的置信水平下非平穩(wěn)，其一階差分序列則在1%置信水平下平穩(wěn)，該面板數(shù)據(jù)屬于非平穩(wěn)的一階單整過(guò)程。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)非平穩(wěn)單整序列之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，以避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，同時(shí)使用基于殘差平穩(wěn)的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)和Kao協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)原序列和對(duì)數(shù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。原序列的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%置信水平下該面板序列存在面板協(xié)整關(guān)系和組間協(xié)整關(guān)系，Kao協(xié)整檢驗(yàn)表明在1%置信水平下原序列面板數(shù)據(jù)殘差平穩(wěn)，面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系；對(duì)數(shù)序列也能得到同樣的結(jié)論。

（四）模型選擇

面板數(shù)據(jù)的基本模型包括混合效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，不同模型對(duì)參數(shù)的估計(jì)都存在一定差異，為測(cè)算出西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)各種融資方式的線性關(guān)系參數(shù)和彈性關(guān)系參數(shù)，先通過(guò)基于拉格朗日乘數(shù)的卡方統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)隨機(jī)效應(yīng)相對(duì)混合效應(yīng)的顯著性，后通過(guò)Hausman檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)固定效應(yīng)模型相對(duì)隨機(jī)效應(yīng)的顯著性。從表3模型效應(yīng)卡方檢驗(yàn)結(jié)果可知，原序列與對(duì)數(shù)序列的結(jié)果具有一致性，即在1%置信水平下隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，最終原序列和對(duì)數(shù)序列面板均選擇固定效應(yīng)模型。

由于面板數(shù)據(jù)同時(shí)具有時(shí)間特征和截面特征，面板數(shù)據(jù)可能存在異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)等異質(zhì)性，這些異質(zhì)性通常不影響參數(shù)估計(jì)，但會(huì)影響標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算，最終影響統(tǒng)計(jì)推斷，如果在計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤時(shí)不將這些面板異質(zhì)性考慮在內(nèi)，則得到的統(tǒng)計(jì)推斷可能出現(xiàn)偏誤。本文采用基于Wald檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷面板數(shù)據(jù)的異方差性，采用基于Wooldridge檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷面板數(shù)據(jù)的序列相關(guān)性，采用Pesaran檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)來(lái)判斷面板數(shù)據(jù)的截面相關(guān)性。面板異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為面板數(shù)據(jù)原序列和對(duì)數(shù)序列均存在顯著的異方差性、序列相關(guān)性和截面相關(guān)性，故在參數(shù)估計(jì)過(guò)程中對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算需要考慮這些特征，采用較為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算方法，以得到較為穩(wěn)健的統(tǒng)計(jì)推斷。

（五）參數(shù)估計(jì)

基于西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)面板非平穩(wěn)但存在協(xié)整關(guān)系，可對(duì)相應(yīng)的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。首先對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各固定資產(chǎn)投資資金來(lái)源的線性關(guān)系進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。表5展示的是基于OLS的參數(shù)估計(jì)，其中各模型的區(qū)別在于模型m1是固定效應(yīng)模型，m2、m3和m4則分別是基于Bootstrap和Driscoll and Kraay的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤模型，最右邊的βmean是各變量基于估計(jì)出的不同系數(shù)的均值，基于多種穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤統(tǒng)計(jì)量作統(tǒng)計(jì)推斷有利于得到穩(wěn)健的結(jié)論。表5線性參數(shù)估計(jì)I的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，僅自籌資金對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響高度顯著，西部自籌資金每增長(zhǎng)1個(gè)單位，推動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1.335個(gè)單位；國(guó)內(nèi)貸款微弱顯著，其線性關(guān)系可能是國(guó)內(nèi)貸款每增長(zhǎng)1個(gè)單位，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.872個(gè)單位；其余融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系數(shù)不顯著。這里并沒(méi)有達(dá)到測(cè)算西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各融資方式線性關(guān)系的目的，當(dāng)然這也可能意味著西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與部分固定資產(chǎn)投資來(lái)源之間不存在顯著的線性關(guān)系，但并不意味著它們之間沒(méi)有影響關(guān)系。

由于沒(méi)有完整地估算出所有融資方式與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性關(guān)系系數(shù)，用OLS估計(jì)法測(cè)算的效果不理想，故使用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行再估計(jì)，估計(jì)的結(jié)果如表6所示。模型m5是普通FGLS模型，m6是基于迭代FGLS的模型，m7和m8則是分別在m5和m6的基礎(chǔ)上加入時(shí)間效應(yīng)的模型，最右邊的βmean同樣為各變量系數(shù)的均值。

基于FGLS的參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明不同資金來(lái)源與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間線性關(guān)系的系數(shù)均顯著，但各個(gè)估計(jì)模型的系數(shù)大小及方向存在差異。國(guó)家預(yù)算資金的系數(shù)出現(xiàn)了正負(fù)均顯著的矛盾情況，這可能意味著國(guó)家預(yù)算資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系可以為0，這將與OLS估計(jì)中的結(jié)果一致；國(guó)內(nèi)貸款的系數(shù)顯著為正，相比OLS估計(jì)中的系數(shù)偏小，平均為0.429；利用外資的系數(shù)顯著為正，平均大小為12.022，意味著西部地區(qū)的利用外資每增長(zhǎng)1個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)12.022個(gè)單位；自籌資金的系數(shù)與OLS的估計(jì)基本一致，平均為1.482，說(shuō)明自籌資金與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著而且穩(wěn)定的線性關(guān)系；其他資金的系數(shù)微弱顯著，這可能表明其他資金這種融資方式與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系不強(qiáng)，系數(shù)大小平均為0.599，意味著其他資金每增長(zhǎng)1個(gè)單位，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.599個(gè)單位。

總結(jié)OLS和FGLS的參數(shù)估計(jì)來(lái)看，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各資金來(lái)源的線性關(guān)系從大到小排序?yàn)槔猛赓Y、自籌資金和國(guó)內(nèi)貸款，而國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種資金來(lái)源與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能不存在顯著的線性關(guān)系。

表7是對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與各融資方式的彈性關(guān)系進(jìn)行測(cè)算。模型m9、m10、m11、m12和m13分別是普通固定效應(yīng)模型、Bootstrap標(biāo)準(zhǔn)誤模型、Driscoll and Kraay穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤模型和迭代FGLS模型，最右邊的βmean依然是各變量系數(shù)的均值。注意到在彈性關(guān)系的這一問(wèn)題上，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與國(guó)家預(yù)算資金之間存在著一致的負(fù)向關(guān)系（在線性參數(shù)估計(jì)II中也出現(xiàn)了負(fù)值），平均彈性系數(shù)為-0.041，意味著國(guó)家預(yù)算資金每增長(zhǎng)1%，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)平均下降0.041%，系數(shù)為負(fù)是令人費(fèi)解的，但考慮這一彈性系數(shù)非常小，聯(lián)系線性關(guān)系測(cè)算中線性關(guān)系系數(shù)不顯著的問(wèn)題，可以推斷國(guó)家預(yù)算資金在推動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中效果不顯著，資金投資效率低下，這也是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與國(guó)家預(yù)算資金的線性關(guān)系測(cè)算結(jié)果正負(fù)搖擺的合理解釋。西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金的彈性系數(shù)均顯著為正，彈性系數(shù)分別平均為0.077、0.024和0.447，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金各自每增長(zhǎng)1%，西部經(jīng)濟(jì)分別增長(zhǎng)0.077%、0.024%和0.447%，彈性大小從大到小排序?yàn)樽曰I資金、國(guó)內(nèi)貸款和利用外資。西部經(jīng)濟(jì)對(duì)其他資金的彈性顯著為0，意味著其他資金來(lái)源和國(guó)家預(yù)算資金兩種融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)均表現(xiàn)出線性和彈性關(guān)系的不顯著。

（六）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)有助于對(duì)參數(shù)估計(jì)中的結(jié)果進(jìn)行輔助性地驗(yàn)證，其基本方法是考察在控制了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)去值以后，各資金來(lái)源的過(guò)去值是否能對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有統(tǒng)計(jì)上顯著的解釋能力。表8格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明國(guó)家預(yù)算資金、國(guó)內(nèi)貸款和自籌資金都分別與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著線性和彈性上的格蘭杰因果關(guān)系，利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只存在彈性格蘭杰因果關(guān)系，而其他資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在線性或彈性上的格蘭杰因果關(guān)系，這里的結(jié)果總體上與參數(shù)估計(jì)中的結(jié)果相一致。

（七）誤差修正模型

在討論了各資金來(lái)源與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性和彈性關(guān)系之后，繼續(xù)從線性和彈性角度研究短期內(nèi)各融資方式與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均衡關(guān)系短期內(nèi)出現(xiàn)偏離后的調(diào)整速度。式1和式2分別是基于極大似然估計(jì)法（ML）的線性協(xié)整方程和彈性協(xié)整方程，式3和式4則分別為線性關(guān)系和彈性關(guān)系的誤差修正模型，括號(hào)中的為系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤。估計(jì)過(guò)程中假設(shè)長(zhǎng)期誤差修正系數(shù)和短期系數(shù)均為常數(shù)，不隨個(gè)體改變。基于ML估計(jì)的長(zhǎng)期線性關(guān)系和彈性關(guān)系系數(shù)與基于OLS和FGLS的存在一定差異，但一致的結(jié)論是國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種來(lái)源的投資資金對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性和彈性系數(shù)均不顯著，仍暗示二者在西部經(jīng)濟(jì)的投資效率可能較低。

從線性關(guān)系系數(shù)來(lái)看，除ML估計(jì)得到自籌資金的線性關(guān)系系數(shù)與OLS和FGLS估計(jì)的較為接近以外，ML估計(jì)得到的國(guó)內(nèi)貸款和利用外資的系數(shù)與OLS和FGLS的估計(jì)系數(shù)相差較大，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金基于OLS、FGLS和ML三種估計(jì)方法和多種模型的線性關(guān)系系數(shù)測(cè)算的平均值分別為2.308、23.794和1.505。從彈性關(guān)系系數(shù)來(lái)看，與線性關(guān)系系數(shù)情況類似，ML估計(jì)得到的自籌資金的彈性系數(shù)與OLS和FGLS估計(jì)的較為接近，但國(guó)內(nèi)貸款和利用外資的彈性系數(shù)則相差較大，從彈性系數(shù)的排序上來(lái)看，與OLS和FGLS估計(jì)的彈性系數(shù)排序一致，從大到小也是自籌資金、國(guó)內(nèi)貸款和利用外資。國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金基于OLS、FGLS和ML三種估計(jì)方法和多種模型的彈性系數(shù)測(cè)算的平均值分別為0.15、0.054和0.416。

gdpt=1.957sbat+4.879dlt+46.484fit+1.771srft-0.707oft

（1.808） （2.283） （22.041） （0.310） （1.293） （1）

1ngdpt=-0.021nsbat+0.2561ndlt+0.1441nfit+0.3211nsrft+0.0751noft

（0.099） （0.122） （0.067） （0.143） （0.139） （2）

基于極大似然估計(jì)法的線性誤差修正模型和彈性誤差修正模型分別為式3和式4，在線性關(guān)系上，融資方式與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的平均幅度為15.7%，在彈性關(guān)系上，融資方式與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期之間關(guān)系的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的平均幅度為18.7%，當(dāng)其關(guān)系偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)后分別將以0.157和0.187的速度自動(dòng)糾正，回歸其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

△gdpt=-0.157ECMt-1-0.500△sbat-1.014△dlt-1.923△rft-0.159△srft-0.207△oft+362.181

（0.071） （0.344） （0.294） （2.057） （0.161） （0.221） （105.474） （3）

△1ngdpt=-0.187ECMt-1-0.034△1nsbat-0.078△1ndlt-0.015△1nrft+0.035△1nsrft-0.031△1noft+0.846

（0.056） （0.018） （0.026） （0.010） （0.043） （0.026） （0.193） （4）

（八）隨機(jī)邊界分析

由于在參數(shù)估計(jì)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)國(guó)家預(yù)算資金和其他資金與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的線性關(guān)系和彈性關(guān)系系數(shù)不顯著，這可能表明國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種來(lái)源的資金投入到西部地區(qū)后產(chǎn)出效率非常低。為此，使用隨機(jī)邊界模型對(duì)各融資方式對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的投入產(chǎn)出效率進(jìn)行測(cè)算?；跇O大似然估計(jì)法的隨機(jī)邊界分析能將投入要素與產(chǎn)出構(gòu)造出Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，以此計(jì)算出各個(gè)投入要素使用的效率的一種評(píng)價(jià)分析方法。本文的研究思路是將西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量作為產(chǎn)出，將各種來(lái)源的固定資產(chǎn)投資分別作為產(chǎn)出的投入要素，使用對(duì)數(shù)序列構(gòu)造Cobb-Douglas函數(shù)，對(duì)各來(lái)源資金的投資效率進(jìn)行測(cè)算，在測(cè)算過(guò)程中假設(shè)設(shè)定了無(wú)效率成分不隨時(shí)間變化并服從正半軸的半正態(tài)分布，結(jié)果如表9所示。從均值來(lái)看，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金兩種融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率最低，均低于50%，這印證了在測(cè)算融資結(jié)構(gòu)與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系過(guò)程中國(guó)家預(yù)算資金和其他資金與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性關(guān)系和彈性關(guān)系系數(shù)不顯著的問(wèn)題和二者投資效率不高的推測(cè)，其他資金投資效率最低也與格蘭杰因果檢驗(yàn)中該項(xiàng)來(lái)源的資金與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)線性和彈性上的格蘭杰因果關(guān)系相互佐證；國(guó)家預(yù)算資金和其他資金的投資效率分別為47%和42%，這意味著在市場(chǎng)完全有效、資金使用無(wú)摩擦的條件下，這兩種來(lái)源的資金分別能提高53%和58%的產(chǎn)出效率，提升的空間很大。在國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金三者中，國(guó)內(nèi)貸款和自籌資金的投資效率相近且相對(duì)較高，接近70%；從最大最小值來(lái)看，自籌資金投資效率的下限和上限均最高，整體投資效率最高，國(guó)內(nèi)貸款次之。

表9中變量all表示的是所有融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)合投資效率，均值為接近80%，最小值高于50%，最大值接近100%，所有融資方式的聯(lián)合投資效率整體較高。圖1為融資方式與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率密度柱狀圖，該圖表明整體的資金投資效率總體高于70%，但大部分不到90%，存在較大的提升空間。調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，改善融資、投資和生產(chǎn)制度環(huán)境，將有助于提高西部地區(qū)資金利用效率。

三、總結(jié)

本文基于多種估算方法和估算模型，根據(jù)資金來(lái)源測(cè)算了固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系系數(shù)和彈性關(guān)系系數(shù)，使用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析其線性和彈性的因果關(guān)系，使用誤差修正模型研究計(jì)算了當(dāng)不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資資金偏離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系后的糾正速度，并使用單邊隨機(jī)邊界模型測(cè)算了固定資產(chǎn)投資各資金來(lái)源的投資效率和總體的資金聯(lián)合投資效率。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種融資的線性和彈性系數(shù)不顯著，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金的線性系數(shù)測(cè)算的平均值分別為2.308、23.794和1.505，彈性關(guān)系系數(shù)的平均值分別為0.15、0.054和0.416；格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明國(guó)家預(yù)算資金、國(guó)內(nèi)貸款和自籌資金都分別與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著線性和彈性上的格蘭杰因果關(guān)系，利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只存在彈性格蘭杰因果關(guān)系，而其他資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在線性或彈性上的格蘭杰因果關(guān)系；當(dāng)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性和彈性關(guān)系偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)后，分別將以0.157和0.187的速度自動(dòng)糾正回歸到其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)；西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資資金投資效率總體高于70%，但仍存在較大的提升空間，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金兩種融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率均低于50%，這同二者與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著的結(jié)果相一致。

本文的分析結(jié)論表明我國(guó)西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著緊密的聯(lián)系，雖然長(zhǎng)期以來(lái)以西部大開(kāi)發(fā)為代表的西部投資建設(shè)進(jìn)程在不斷推進(jìn)，國(guó)家主導(dǎo)的財(cái)政投入和民間跟進(jìn)的資金在不斷進(jìn)入西部地區(qū)，但在固定資產(chǎn)投資過(guò)程中存在國(guó)家預(yù)算和其他資金這兩種來(lái)源的資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著、投資效率較低的問(wèn)題，同時(shí)整體資金使用效率仍然有待提升。如何提高國(guó)家財(cái)政投入對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果的顯著性和整體的資金使用效率值得思考。除了調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，縮小產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)規(guī)模，改變依靠能源資源型等上游產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式以外，還應(yīng)從投資資金來(lái)源的結(jié)構(gòu)和使用結(jié)構(gòu)著手，更好發(fā)揮政府引導(dǎo)作用，加快完善投融資體制，充分調(diào)動(dòng)社會(huì)資金和民間資本，加強(qiáng)中西部鐵路、水利、能源、生態(tài)環(huán)保等重大工程建設(shè)，擴(kuò)大醫(yī)療、養(yǎng)老、棚戶區(qū)改造等社會(huì)急需的服務(wù)供給。

參考文獻(xiàn)

[1]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。

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[12]中國(guó)人民銀行.2013年中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告[EB/OL].2014-6-24.http：//www.pbc.gov.cn/publish/gou-tongjiaoliu/524/2014/

20140624195602579944558/20140624195602579944558_.html.

The Relationship between Fixed Asset Investment and Economic Growth in the Western Region Based on the Estimates of Different Funding Sources

1 YUAN Aobo 2 LUO Ziyuan

（1 School of Finance of Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu Sichuan 611130

2 School of International Business Administration of Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433）

Abstract： Based on a variety of estimation model and statistical inference with robust standard errors， the paper estimates the linear and elastic relationship coefficient between fixed asset investment and economic growth in the western region according to funding sources， and uses unilateral stochastic frontier model to estimate the single efficiency of single fixed assets investment and overall efficiency of all fixed assets investment. The empirical results show that the linear and elastic coefficient of the state budgetary appropriation and other funding are not significant， while the measure of the average coefficient of linear relationships of domestic loans， foreign investment and self-raised funding are 2.308， 23.794 and 1.505 respectively， and the average coefficient of elasticity relationships are 0.15， 0.054 and 0.416. The overall fixed asset investment efficiency in the western region is higher than 70%.

Keywords： western region； fixed asset investment； sources of funding； investment efficiency

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰

三、總結(jié)

本文基于多種估算方法和估算模型，根據(jù)資金來(lái)源測(cè)算了固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系系數(shù)和彈性關(guān)系系數(shù)，使用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析其線性和彈性的因果關(guān)系，使用誤差修正模型研究計(jì)算了當(dāng)不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資資金偏離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系后的糾正速度，并使用單邊隨機(jī)邊界模型測(cè)算了固定資產(chǎn)投資各資金來(lái)源的投資效率和總體的資金聯(lián)合投資效率。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種融資的線性和彈性系數(shù)不顯著，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金的線性系數(shù)測(cè)算的平均值分別為2.308、23.794和1.505，彈性關(guān)系系數(shù)的平均值分別為0.15、0.054和0.416；格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明國(guó)家預(yù)算資金、國(guó)內(nèi)貸款和自籌資金都分別與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著線性和彈性上的格蘭杰因果關(guān)系，利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只存在彈性格蘭杰因果關(guān)系，而其他資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在線性或彈性上的格蘭杰因果關(guān)系；當(dāng)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性和彈性關(guān)系偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)后，分別將以0.157和0.187的速度自動(dòng)糾正回歸到其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)；西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資資金投資效率總體高于70%，但仍存在較大的提升空間，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金兩種融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率均低于50%，這同二者與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著的結(jié)果相一致。

本文的分析結(jié)論表明我國(guó)西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著緊密的聯(lián)系，雖然長(zhǎng)期以來(lái)以西部大開(kāi)發(fā)為代表的西部投資建設(shè)進(jìn)程在不斷推進(jìn)，國(guó)家主導(dǎo)的財(cái)政投入和民間跟進(jìn)的資金在不斷進(jìn)入西部地區(qū)，但在固定資產(chǎn)投資過(guò)程中存在國(guó)家預(yù)算和其他資金這兩種來(lái)源的資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著、投資效率較低的問(wèn)題，同時(shí)整體資金使用效率仍然有待提升。如何提高國(guó)家財(cái)政投入對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果的顯著性和整體的資金使用效率值得思考。除了調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，縮小產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)規(guī)模，改變依靠能源資源型等上游產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式以外，還應(yīng)從投資資金來(lái)源的結(jié)構(gòu)和使用結(jié)構(gòu)著手，更好發(fā)揮政府引導(dǎo)作用，加快完善投融資體制，充分調(diào)動(dòng)社會(huì)資金和民間資本，加強(qiáng)中西部鐵路、水利、能源、生態(tài)環(huán)保等重大工程建設(shè)，擴(kuò)大醫(yī)療、養(yǎng)老、棚戶區(qū)改造等社會(huì)急需的服務(wù)供給。

參考文獻(xiàn)

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[9]王榮森，吳濤.基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的固定資產(chǎn)投資效率研究[J].河南科技學(xué)院學(xué)報(bào)，2013，（11）：1-6。

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[11]張臘鳳.山西省固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].山西大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2011，（1）：131-135。

[12]中國(guó)人民銀行.2013年中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告[EB/OL].2014-6-24.http：//www.pbc.gov.cn/publish/gou-tongjiaoliu/524/2014/

20140624195602579944558/20140624195602579944558_.html.

The Relationship between Fixed Asset Investment and Economic Growth in the Western Region Based on the Estimates of Different Funding Sources

1 YUAN Aobo 2 LUO Ziyuan

（1 School of Finance of Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu Sichuan 611130

2 School of International Business Administration of Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433）

Abstract： Based on a variety of estimation model and statistical inference with robust standard errors， the paper estimates the linear and elastic relationship coefficient between fixed asset investment and economic growth in the western region according to funding sources， and uses unilateral stochastic frontier model to estimate the single efficiency of single fixed assets investment and overall efficiency of all fixed assets investment. The empirical results show that the linear and elastic coefficient of the state budgetary appropriation and other funding are not significant， while the measure of the average coefficient of linear relationships of domestic loans， foreign investment and self-raised funding are 2.308， 23.794 and 1.505 respectively， and the average coefficient of elasticity relationships are 0.15， 0.054 and 0.416. The overall fixed asset investment efficiency in the western region is higher than 70%.

Keywords： western region； fixed asset investment； sources of funding； investment efficiency

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰

三、總結(jié)

本文基于多種估算方法和估算模型，根據(jù)資金來(lái)源測(cè)算了固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性關(guān)系系數(shù)和彈性關(guān)系系數(shù)，使用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析其線性和彈性的因果關(guān)系，使用誤差修正模型研究計(jì)算了當(dāng)不同來(lái)源的固定資產(chǎn)投資資金偏離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系后的糾正速度，并使用單邊隨機(jī)邊界模型測(cè)算了固定資產(chǎn)投資各資金來(lái)源的投資效率和總體的資金聯(lián)合投資效率。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金這兩種融資的線性和彈性系數(shù)不顯著，國(guó)內(nèi)貸款、利用外資和自籌資金的線性系數(shù)測(cè)算的平均值分別為2.308、23.794和1.505，彈性關(guān)系系數(shù)的平均值分別為0.15、0.054和0.416；格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明國(guó)家預(yù)算資金、國(guó)內(nèi)貸款和自籌資金都分別與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著線性和彈性上的格蘭杰因果關(guān)系，利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只存在彈性格蘭杰因果關(guān)系，而其他資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在線性或彈性上的格蘭杰因果關(guān)系；當(dāng)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的線性和彈性關(guān)系偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)后，分別將以0.157和0.187的速度自動(dòng)糾正回歸到其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)；西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資資金投資效率總體高于70%，但仍存在較大的提升空間，國(guó)家預(yù)算資金和其他資金兩種融資方式對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率均低于50%，這同二者與西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著的結(jié)果相一致。

本文的分析結(jié)論表明我國(guó)西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著緊密的聯(lián)系，雖然長(zhǎng)期以來(lái)以西部大開(kāi)發(fā)為代表的西部投資建設(shè)進(jìn)程在不斷推進(jìn)，國(guó)家主導(dǎo)的財(cái)政投入和民間跟進(jìn)的資金在不斷進(jìn)入西部地區(qū)，但在固定資產(chǎn)投資過(guò)程中存在國(guó)家預(yù)算和其他資金這兩種來(lái)源的資金與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不顯著、投資效率較低的問(wèn)題，同時(shí)整體資金使用效率仍然有待提升。如何提高國(guó)家財(cái)政投入對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果的顯著性和整體的資金使用效率值得思考。除了調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，縮小產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)規(guī)模，改變依靠能源資源型等上游產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式以外，還應(yīng)從投資資金來(lái)源的結(jié)構(gòu)和使用結(jié)構(gòu)著手，更好發(fā)揮政府引導(dǎo)作用，加快完善投融資體制，充分調(diào)動(dòng)社會(huì)資金和民間資本，加強(qiáng)中西部鐵路、水利、能源、生態(tài)環(huán)保等重大工程建設(shè)，擴(kuò)大醫(yī)療、養(yǎng)老、棚戶區(qū)改造等社會(huì)急需的服務(wù)供給。

參考文獻(xiàn)

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The Relationship between Fixed Asset Investment and Economic Growth in the Western Region Based on the Estimates of Different Funding Sources

1 YUAN Aobo 2 LUO Ziyuan

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Abstract： Based on a variety of estimation model and statistical inference with robust standard errors， the paper estimates the linear and elastic relationship coefficient between fixed asset investment and economic growth in the western region according to funding sources， and uses unilateral stochastic frontier model to estimate the single efficiency of single fixed assets investment and overall efficiency of all fixed assets investment. The empirical results show that the linear and elastic coefficient of the state budgetary appropriation and other funding are not significant， while the measure of the average coefficient of linear relationships of domestic loans， foreign investment and self-raised funding are 2.308， 23.794 and 1.505 respectively， and the average coefficient of elasticity relationships are 0.15， 0.054 and 0.416. The overall fixed asset investment efficiency in the western region is higher than 70%.

Keywords： western region； fixed asset investment； sources of funding； investment efficiency

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰