蘇州市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證研究

楊海波，茍民華

(蘇州市職業(yè)大學 經(jīng)貿(mào)系，江蘇 蘇州 215104)

改革開放以來，蘇州市固定資產(chǎn)投資快速穩(wěn)定增長，成為蘇州經(jīng)濟持續(xù)高速發(fā)展的重要推動力量.2010年全市社會固定資產(chǎn)投資完成3 617.82億元，比上年增長21.9%，增幅比上年提高了8.3%.社會固定資產(chǎn)投資平穩(wěn)走高，投資結構調(diào)整優(yōu)化，為全市經(jīng)濟較快發(fā)展作出了重要貢獻.因此，研究固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長的關系對促進蘇州經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義.本文通過對蘇州市1981—2010年的經(jīng)濟增長和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)進行實證分析，闡述固定資產(chǎn)投資對蘇州市經(jīng)濟長期發(fā)展的影響，并在實證分析的基礎上，結合已有研究成果，提出一些政策建議[1].

1 實證研究

1.1 變量、數(shù)據(jù)的選擇和統(tǒng)計性描述

本文用蘇州市歷年全社會固定資產(chǎn)投資總額(FAI)反映蘇州市固定資產(chǎn)投資的情況，以歷年蘇州的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來反映經(jīng)濟增長情況，樣本數(shù)據(jù)取1981—2010年的年度數(shù)據(jù) ，數(shù)據(jù)來源于《2009統(tǒng)計年鑒》和《2010年蘇州市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》.對變量進行自然對數(shù)的變換可以有效消除時間序列經(jīng)濟數(shù)據(jù)的波動性，還可以消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，而且不會改變時間序列的長期穩(wěn)定的均衡關系.因此，對兩變量進行對數(shù)變換，選取lnFAI作為衡量固定資產(chǎn)投資的指標，lnGDP作為衡量蘇州經(jīng)濟增長的指標[2].

1.2 變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗

由于虛假回歸問題的存在，檢驗變量的非平穩(wěn)性(單整性)是一個必須解決的問題.檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗.單位根檢驗方法有多種，本文對兩序列采用擴展的迪克-費勒(ADF)單位根檢驗，結果如表1.

從檢驗結果可以看出，l n G D P和lnFAI的ADF檢驗值均大于5%的臨界值，說明這兩個時間序列是不平穩(wěn)序列，接受有單位根的假設，序列不平穩(wěn)[3].對兩序列進行一階差分后，得到一階差分序列的ADF檢驗值在5%顯著水平下顯著，不存在單位根.所以可以得出lnFAI和lnGDP均是一階非平穩(wěn)序列.

表1 單位根檢驗結果

1.3 變量的對數(shù)時間序列的協(xié)整分析

變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗表明lnGDP與lnFAI可能存在協(xié)整關系.為進一步確定兩者之間是否存在協(xié)整關系，采用格蘭杰恩格爾法進行協(xié)整檢驗，檢驗方法如下:lnFAI對lnGDP進行普通最小二乘回歸.將lnFAI作為自變量，lnGDP作為因變量，建立一元線性回歸模型.用OLS方法估計方程lnGDP＝α+βlnFAI+ε，其中:常數(shù)α、β表示方程的回歸參數(shù);ε為隨機項[4].用eviews6.0對lnFAI和lnGDP進行普通最小二乘回歸得出協(xié)整方程為

從協(xié)整方程看，擬合優(yōu)度R2較為顯著，回歸方程的系數(shù)也通過檢驗，說明方程擬合得比較好.進一步對回歸殘差作單位根檢驗.單位根檢驗的方法采用ADF檢驗法，檢驗結果如表2.根據(jù)殘差的ADF檢驗結果可知，ADF檢驗值小于5%臨界值，可以認為殘差序列是平穩(wěn)序列.所以，從長期看lnGDP對lnFAI之間存在協(xié)整關系.

表2 殘差單位根檢驗

1.4 建立誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰定理，如果若干非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關系，則這些變量必有誤差修正模型表達式存在.本文使用單一方程的誤差修正模型，模型由非均衡誤差、原變量的差分變量以及隨機誤差項組成.用eviews6.0根據(jù)數(shù)據(jù)建立誤差修正模型為

可以看出方程的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，誤差修正系數(shù)為負，符合反向修正機制.由于短期調(diào)整系數(shù)為-0.252 141，表明每年實際發(fā)生的經(jīng)濟增長值每變化1%，與其長期均衡值的偏差中的25%被修正，調(diào)整系數(shù)大于20%，調(diào)整力度顯著.

1.5 因果關系檢驗

協(xié)整關系式只能說明各個變量之間的長期關系和趨勢.為了明確蘇州市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的相互關系，下面基于變量之間存在的協(xié)整關系，進一步對lnFAI和lnGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表3.

從表3可以看出，滯后期為1時，對于第一個原假設，其F統(tǒng)計量為3.476 03，相應的概率值為0.073 6，小于10%的檢驗水平，所以拒絕原假設，即可以認為lnFAI是引起lnGDP 變化的原因.對于第二個原假設，其F統(tǒng)計量為0.184 00，相應的概率值P= 0.671 5，大于10%的檢驗水平，因此不能拒絕該原假設，即可以認為lnGDP不是引起lnFAI 變化的原因，同理可以得出滯后期為2時，lnFAI不是引起lnGDP變化的原因，lnGDP是引起lnFAI變化的原因，滯后期為3時，兩者互不構成因果關系[5].

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

2 結論和建議

上述研究結果表明，從長期來看，蘇州市固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間具有正向的長期均衡關系.lnFAI對lnGDP的長期彈性系數(shù)為0.901 797，即lnFAI每增長1%，lnGDP將增長0.901 797%，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻效果明顯.從因果關系檢驗結果看，滯后期為1時，序列l(wèi)nFAI和lnGDP之間存在從lnFAI到lnGDP的單向因果關系，而不存在反向的因果關系.滯后期為2時序列l(wèi)nFAI和lnGDP之間存在從lnGDP到lnFAI的單向因果關系，而不存在反向的因果關系，滯后期為3時，lnFAI和lnGDP之間互不存在因果關系.所以可以大致認為蘇州市固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系，固定資產(chǎn)投資可以推動經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長可以促進固定資產(chǎn)投資.

目前，蘇州市固定資產(chǎn)投資仍然是蘇州經(jīng)濟增長的重要動力，要繼續(xù)保持適度的規(guī)模和增長速度，應進一步拓寬投資領域，保證投資的穩(wěn)定性和協(xié)調(diào)性，正確處理投資規(guī)模，要不斷加強各類投資主體對每個具體投資項目的監(jiān)督和管理，避免無效的重復建設，著力提高項目的投資效率和效益.以產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級為導向，繼續(xù)優(yōu)化投資結構，以投資結構優(yōu)化帶動經(jīng)濟結構優(yōu)化，推動蘇州產(chǎn)業(yè)結構不斷升級，從而帶動蘇州經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展.

[1] ANDY C，KWAN C，WU Yangru，et al.Fixed investment and economic growth in China[J].Economics of Planning，1999(32):67-79.

[2] 李慶梅，聶佃忠.甘肅省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].蘭州大學學報，2008,36(5):138-144.

[3] 李其保，周勉之.固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].經(jīng)營管理者，2010(9):297.

[4] 侯祥鵬.長三角地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關系[J].江蘇大學學報:社會科學版，2010，12(4):81-83.

[5] 樊歡歡，張凌云.Eviews統(tǒng)計分析與應用[M].北京:機械工業(yè)出版社，2010.