孫嫻嫻

摘要：文章運(yùn)用ADF檢驗(yàn)、AR模型、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，通過時(shí)間序列數(shù)據(jù)樣本對(duì)淮北市固定資產(chǎn)投資與GDP關(guān)系進(jìn)行分析，以探討淮北市在固定資產(chǎn)投資和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的規(guī)律性認(rèn)識(shí)。研究結(jié)論表明：淮北市固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不明顯，反之，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)固定資產(chǎn)投資具有正向推動(dòng)作用且系數(shù)較高，這與全國(guó)及多數(shù)省市相比效果相反。

關(guān)鍵詞：固定資產(chǎn)投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);時(shí)間序列;實(shí)證分析

一、文獻(xiàn)綜述

改革開放至今，我國(guó)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的模式是依靠投資、消費(fèi)、出口，其中投資是構(gòu)成GDP的重要組成部分，始終對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)投資乘數(shù)理論，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期通過追加投資，可以促進(jìn)國(guó)民收入成倍增加。而在投資中，固定資產(chǎn)投資占據(jù)重要地位，也最容易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極效果。

國(guó)內(nèi)學(xué)者利用相關(guān)數(shù)據(jù)研究了國(guó)家和部分省市固定資產(chǎn)投資總額與GDP 之間的關(guān)系。譚姝琳（2010）通過國(guó)家層面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著性影響，且具有長(zhǎng)期性。肖紅松（2013）利用武漢市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，指出固定資產(chǎn)投資對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)作用，但效果是遞減的。莊儒常（2011）通過分析山東省數(shù)據(jù)得出：山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和固定資產(chǎn)投資之間存在協(xié)整關(guān)系，即固定資產(chǎn)投資對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)投資每增加1%，可以拉動(dòng)0.81%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，效果非常明顯。由于多數(shù)研究集中在省級(jí)以上層面或者部分發(fā)達(dá)城市，針對(duì)中小城市方面的研究仍然較為匱乏。本文參考其他省份及國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究，擬從淮北市固定資產(chǎn)投資總額與GDP關(guān)系入手，以期發(fā)現(xiàn)其中的規(guī)律，并給出相應(yīng)的對(duì)策建議，進(jìn)而優(yōu)化像淮北市這樣的中小城市的投資效應(yīng)水平。

二、數(shù)據(jù)說明與處理

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究對(duì)象是：淮北市固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP影響程度，樣本采用動(dòng)態(tài)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，由于部分歷史數(shù)據(jù)的可獲得性有限，確定1985～2016年樣本數(shù)據(jù)作為時(shí)間序列，來源于《淮北市統(tǒng)計(jì)年鑒》（歷年）和淮北市歷年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。其中，淮北市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，分別記為Y和X，便于進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）簡(jiǎn)單數(shù)據(jù)分析

從基本數(shù)據(jù)分析可以得出，隨著時(shí)間地推移，淮北市GDP及固定資產(chǎn)投資總額都呈同向增長(zhǎng)趨勢(shì)。在1985～1993年間，GDP略高于固定資產(chǎn)投資總額，1994～2011年間兩者差距較大，2012～2014年差距縮小，2013年以來固定資產(chǎn)投資總額高于GDP且差距不斷擴(kuò)大。由此推斷，兩者存在一定關(guān)系，但這只是一種簡(jiǎn)單分析或猜測(cè)，要想得出科學(xué)結(jié)論必須進(jìn)行更深入地分析。

三、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

（一）對(duì)數(shù)模型的建立

從上述研究發(fā)現(xiàn)，淮北市GDP及固定資產(chǎn)投資總額之間可能存在某種線性關(guān)系，為使回歸系數(shù)更具實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義，首先對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，以便消除異方差和自相關(guān)性誤差。利用計(jì)量回歸分析可以建立如下計(jì)量模型：lnyi=β0+β1lnXi+μi，其中yi表示第i年的GDP，Xi表示第i年的固定資產(chǎn)投資總額，μi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1為Xi的相應(yīng)回歸系數(shù)。利用EViews6.0進(jìn)行OLS分析，結(jié)果如下：

LnY =0.707053 LnX +4.707073

[34.93139] ? ? ? ?[17.57277]

R2= 0.976004 F=1220.202 DW=0.312675

由計(jì)量結(jié)果看出，各變量系數(shù)、R2、F、T檢驗(yàn)基本符合計(jì)量模型設(shè)定規(guī)則，但DW檢驗(yàn)為0.31，說明仍存在很強(qiáng)自相關(guān)。經(jīng)過驗(yàn)證，證實(shí)兩者自相關(guān)程度很高，本次回歸不明顯，應(yīng)果斷舍棄，尋找新的計(jì)量分析方法分析。

（二）單位根檢驗(yàn)法

上述回歸問題需要采用ADF單位根檢驗(yàn)。本文采用EViews6.0軟件對(duì)LnX、LnY、ΔLnX、ΔLnY進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，以驗(yàn)證其平穩(wěn)性。本次目的主要是運(yùn)用ADF檢驗(yàn)各變量間是否具有同階積分。在ADF檢驗(yàn)基本規(guī)則：取5%水平下的臨界值作為檢驗(yàn)結(jié)果參照值，對(duì)不符合ADF檢驗(yàn)要求的結(jié)果舍棄。

由表 1可得出，LnX、LnY的ADF檢驗(yàn)值大于各顯著性水平下的臨界值，證明兩者存在單位根，屬于非平穩(wěn)。對(duì)所有時(shí)間序列一階差分化后進(jìn)行ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，ΔLnX、ΔLnY的ADF檢驗(yàn)值都小于各自5%顯著性水平下臨界值，驗(yàn)證它們通過檢驗(yàn)，為平穩(wěn)的時(shí)間序列。根據(jù)ADF檢驗(yàn)原理，可以得出，淮北市GDP及固定資產(chǎn)投資總額取自然對(duì)數(shù)后都為一階單整時(shí)序，即平穩(wěn)時(shí)序。也就是說LnX與LnY各自之間存在一階差分后的同階單整，即兩者可能存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）AR模型的構(gòu)建與驗(yàn)證

通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩者之間長(zhǎng)期關(guān)系并不強(qiáng)，與他人研究成果不是很一致，然后根據(jù)自相關(guān)理論，對(duì)模型進(jìn)行修改，從而消除自相關(guān)問題，形成一階和二階差分AR模型，如表 2。結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型顯著性不強(qiáng)，T檢驗(yàn)不足，也就是說固定資產(chǎn)投資總額對(duì)GDP影響程度不佳。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于AR（1）和 AR（2）模型不顯著，說明假定淮北市固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系不顯著，存在偏差，需要對(duì)兩者進(jìn)行 Granger因果檢驗(yàn)。

由表 3檢驗(yàn)結(jié)果，假設(shè)A成立的概率是 0.6804，故無法拒絕原假設(shè)，即固定資產(chǎn)投資總額不是GDP的Granger原因。假設(shè)B成立的概率是0.0171，且F檢驗(yàn)顯著，拒絕原假設(shè)，說明GDP是固定資產(chǎn)投資總額的Granger原因，所以得出結(jié)論：GDP增長(zhǎng)對(duì)促進(jìn)固定資產(chǎn)投資有顯著作用，推翻之前固定資產(chǎn)投資總額對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在作用的假設(shè)。

（五）模型修正

由上述檢驗(yàn)結(jié)果得出，淮北市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)固定資產(chǎn)投資具有一定的作用，將前面假設(shè)模型進(jìn)行重新修訂：lnxi=β0+β1lnyi+μi，即GDP對(duì)固定資產(chǎn)投資總額產(chǎn)生影響，因前面單位根檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)存在一階自相關(guān)，模型修正為AR（1），結(jié)果如下：

LnX=0.719715LnXt-1+0.423160 LnY -2.127528

[9.814125] [4.117256]

[-4.017435]

R2= 0.995775 F=3299.219 AIC=-1.351526 SC=-1.212753

以上指標(biāo)均符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，且DW接近2，可以看出淮北市GDP增長(zhǎng)對(duì)固定資產(chǎn)投資總額具有推動(dòng)作用，系數(shù)高達(dá)42%。

四、結(jié)論及建議

通過前面實(shí)證分析得出，淮北市固定資產(chǎn)投資對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不明顯，反之，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)固定資產(chǎn)投資具有正向推動(dòng)作用且系數(shù)較高，即淮北市經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的時(shí)候，固定資產(chǎn)投資就多。這與全國(guó)及其他省市相比效果相反，可能與淮北市經(jīng)濟(jì)體量和投資規(guī)模不大有一定關(guān)系。

由于多數(shù)人研究發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中占據(jù)重要地位，長(zhǎng)期以來都是投資拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，這對(duì)我國(guó)和地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要影響。因?yàn)楦鶕?jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于初期階段時(shí)，固定資產(chǎn)投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的重要手段之一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平超過一定總量時(shí)，必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，轉(zhuǎn)而依靠投資、消費(fèi)、出口共同協(xié)調(diào)拉動(dòng)，才能保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展。而淮北市出現(xiàn)相反情形，必須認(rèn)真研究固定資產(chǎn)投資的模式和效果，特別是在2014年以后，固定資產(chǎn)投資總額已經(jīng)超過GDP總量，這應(yīng)當(dāng)引起重視。雖然固定資產(chǎn)投資不應(yīng)成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大動(dòng)力，但我們認(rèn)為其最主要的目的還是為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而不是為了投資而投資。同時(shí)，建議各級(jí)政府減弱使用固定資產(chǎn)投資這一指標(biāo)的考核力度，轉(zhuǎn)而考慮其他有利于提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的指標(biāo)，如綠色發(fā)展、科技轉(zhuǎn)化、人才引進(jìn)就業(yè)等，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)健康持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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（作者單位：淮北市統(tǒng)計(jì)局）