固定資產(chǎn)投資與GDP、財(cái)政收入

孔燦 陳家玲

作者簡(jiǎn)介：

孔燦（1989—），女，漢族，山東曲阜市人，會(huì)計(jì)學(xué)碩士，單位：中央財(cái)經(jīng)大學(xué)，研究方向：財(cái)務(wù)管理方向。

陳家玲（1990—），女，漢族，廣西柳州市人，會(huì)計(jì)學(xué)碩士，單位：中央財(cái)經(jīng)大學(xué)，研究方向：財(cái)務(wù)管理方向。

摘 要：固定資產(chǎn)投資在完善我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面扮演著重要的角色。本文運(yùn)用多元線性回歸模型，研究GDP、財(cái)政收入對(duì)固定資產(chǎn)投資變化趨勢(shì)的影響，并對(duì)模型進(jìn)行了修正和預(yù)測(cè)，模型回歸結(jié)果表明，GDP、財(cái)政收入對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響均顯著。

關(guān)鍵詞：固定資產(chǎn)投資；財(cái)政收入；GDP

固定資產(chǎn)投資在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中構(gòu)成比例較大，對(duì)經(jīng)濟(jì)的總產(chǎn)出具有較大的影響，因此研究我國(guó)固定資產(chǎn)投資的影響因素，對(duì)于制定合理的宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有重要的實(shí)際意義。本文重點(diǎn)研究全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與GDP和財(cái)政收入之間的關(guān)系，從實(shí)證的角度得出結(jié)論。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

以往文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，投資會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到推動(dòng)的作用。劉金全等（2002）發(fā)現(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)當(dāng)中固定資產(chǎn)投資和實(shí)際產(chǎn)出的波動(dòng)成分之間存在顯著的雙向Granger 影響；張亮（2007）發(fā)現(xiàn)，1978年到2005年，我國(guó)投資增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)明顯大于勞動(dòng)就業(yè)量和技術(shù)進(jìn)步。

另一方面，固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入也存在密切的關(guān)系。廣西財(cái)政廳課題組（2008）認(rèn)為，固定資產(chǎn)投資會(huì)能夠提高財(cái)政收入，并且財(cái)政收入也對(duì)固定資產(chǎn)投資的規(guī)模和速度有著很強(qiáng)的導(dǎo)向作用；周雪峰等（2011）研究也認(rèn)為，固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入的變化表現(xiàn)出了較強(qiáng)的相關(guān)性；夏海舟（1990）發(fā)現(xiàn)，只有使總體投資效率達(dá)到最高才能實(shí)現(xiàn)財(cái)政收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)。

近年來(lái)，學(xué)者們對(duì)影響固定資產(chǎn)投資的因素做出了進(jìn)一步研究：崔順偉（2012）研究了1980-2009年中國(guó)投資行為的主要影響因素，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出和利潤(rùn)率對(duì)固定資產(chǎn)投資有顯著影響；彭斌（2010）研究了我國(guó)固定資產(chǎn)投資的周期波動(dòng)特征以及其影響因素，認(rèn)為財(cái)政因素、貨幣因素以及股票市場(chǎng)與我國(guó)固定資產(chǎn)投資具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

以往研究主要集中于探討固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，然而在近年來(lái)我國(guó)固定資產(chǎn)投資高速增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率卻有所下滑的背景下，這一研究顯現(xiàn)出了其局限性。因此，本文選取了GDP、財(cái)政收入兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，探索我國(guó)固定資產(chǎn)投資的影響因素及變化趨勢(shì)。

二、數(shù)據(jù)選取與模型建立

（一）數(shù)據(jù)選取

本文從中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中選取了中國(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額（INV）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）以及財(cái)政收入（FIN）從1981年至2011年的共31個(gè)樣本作為研究的對(duì)象，來(lái)分析固定資產(chǎn)投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入之間的關(guān)系。

（二）模型建立

我們通過(guò)建立多元線性回歸模型對(duì)中國(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入之間的關(guān)系進(jìn)行分析。另外，由于本文使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并且變量的數(shù)值均較大，因此對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，使得測(cè)定變量值的尺度縮小，殘差之間的差異也相對(duì)縮小，降低出現(xiàn)異方差的可能性。

模型基本形式：lnINVi=β0+β1lnGDPi+β2lnFINi+μi

其中，β0、β1 、β2分別表示回歸系數(shù)，μ表示隨機(jī)誤差。一般而言，一國(guó)GDP的增加會(huì)帶動(dòng)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資量的增加，財(cái)政收入的增加也會(huì)在一定程度上增加社會(huì)固定資產(chǎn)投資的數(shù)量，由此可以預(yù)期：β1>0，β2>0。

三、回歸結(jié)果及模型修正

（一）回歸分析結(jié)果

應(yīng)用Eviews軟件對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析，得到回歸方程：

lnINV^=-2.8694+0.8947lnGDP+0.3284lnFIN

t： （-14.2734） （11.048） （3.9719）

R2=0.957，R2=0.9954，F(xiàn)=3276.923

對(duì)上述回歸方程的解釋和檢驗(yàn)如下：

首先，回歸系數(shù)β1、β2的符號(hào)均符合假定，說(shuō)明回歸結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)理論。其經(jīng)濟(jì)意義是，GDP的自然對(duì)數(shù)每增加1單位，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的自然對(duì)數(shù)增加0.89個(gè)單位；財(cái)政收入的自然對(duì)數(shù)每增加1單位，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的自然對(duì)數(shù)增加0.33個(gè)單位。

其次，決定系數(shù)R2=0.9957，R2=0.9954說(shuō)明全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額變化的99%可以由GDP和財(cái)政收入的變化來(lái)解釋，因此回歸直線對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度很高。

最后，對(duì)參數(shù)顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)β1、β2的t檢驗(yàn)值均大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)H0，認(rèn)為各參數(shù)的回歸系數(shù)均顯著不為零。另外，通過(guò)F檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼w的顯著性，知所有的參數(shù)不全為零。

（二）模型修正

由于多元線性回歸模型都是建立在若干假設(shè)的基礎(chǔ)之上，但是對(duì)于實(shí)際經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，這些假設(shè)并不一定滿足，此時(shí)，OLS回歸就不再適用于模型的估計(jì)，于是需要對(duì)模型進(jìn)行如下修正。

1.異方差檢驗(yàn)

采用有交叉項(xiàng)的White檢驗(yàn)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，由結(jié)果可知，nR2=3.8719，在顯著性水平α=0.05下，nR2=3.8719<χ20.05（5）=11.071表明原模型不存在異方差。

2.自相關(guān)檢驗(yàn)

我們使用DW檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)。由原模型回歸分析結(jié)果可得出DW=0.5983，在顯著性水平α=0.05，n=31，k=3（包含常數(shù)項(xiàng)）的條件下，查DW檢驗(yàn)上下界表得：dl=1.229，du=1.650

由于0

通過(guò)廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行處理，消除自相關(guān)性后，得出的新模型為：

lnINV^=-2.7859+0.9088lnGDP+0.3021lnFIN

t： （-8.7192） （7.5912） （2.5509）

R2=0.9983，R2=0.9980，F(xiàn)=3618.434，DW=1.7043

3.模型設(shè)定誤差檢驗(yàn)

我們運(yùn)用回歸設(shè)定誤差檢驗(yàn)法（RESET）對(duì)模型設(shè)定誤差進(jìn)行檢驗(yàn)。在原模型中加入（lnINV^）2后重新進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)模型設(shè)定無(wú)誤。

綜上所述，最終模型為：lnINV^=-2.7859+0.9088lnGDP+0.3021lnFIN

四、結(jié)論

第一，國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的影響較大，二者呈正相關(guān)關(guān)系，GDP的自然對(duì)數(shù)每變動(dòng)1%，固定投資的自然對(duì)數(shù)同方向變化0.91%；

第二，財(cái)政收入的增加，則表明國(guó)家投入固定資產(chǎn)投資的可能越大，基礎(chǔ)建設(shè)越可能完備，二者成正相關(guān)關(guān)系，財(cái)政收入的自然對(duì)數(shù)每變動(dòng)1%，則固定投資的自然對(duì)數(shù)同方向變化0.30%；

第三，GDP、財(cái)政收入對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的影響都是同向的，其中GDP的影響程度更大。（作者單位：中央財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)

[1] 劉金全等.我國(guó)固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間影響關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2002（1）

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[3] 廣西財(cái)政廳課題組.固定資產(chǎn)投資與廣西財(cái)政收入增長(zhǎng)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究參考，2008（29）