玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究①

葉宏 林茜 李愛杰

(玉溪師范學(xué)院商學(xué)院,云南玉溪 653100)

[經(jīng)濟(jì)·社會]

玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究①

葉宏 林茜 李愛杰

(玉溪師范學(xué)院商學(xué)院,云南玉溪 653100)

固定資產(chǎn)投資;國內(nèi)生產(chǎn)總值;經(jīng)濟(jì)增長;實證研究

基于玉溪市22年的固定資產(chǎn)投資額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的因果實證分析,構(gòu)建ARDL模型,對玉溪市“十二五”期間的固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行預(yù)測?？傮w看,玉溪市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然處于投資驅(qū)動型時期,其投資規(guī)模的大小對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著舉足輕重的作用。然而,目前玉溪市的固定資產(chǎn)投資已經(jīng)達(dá)到了一定的規(guī)模,特別近幾年固定資產(chǎn)投資的增速更快。所以,在未來的投資決策中,玉溪市應(yīng)在保持投資規(guī)模適度增長的同時,更加注重優(yōu)化投資結(jié)構(gòu),培育新的經(jīng)濟(jì)增長點,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,使玉溪市的經(jīng)濟(jì)增長走上良性發(fā)展的道路。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中,投資作為拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一,歷來都受到各級政府的重視,也受到學(xué)界的關(guān)注。近些年來,玉溪市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快,但如何保持其經(jīng)濟(jì)又快又好地增長,是一個重要的課題。本文以固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長作為研究對象,分析玉溪經(jīng)濟(jì)發(fā)展中固定資產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

本研究所選指標(biāo)為固定資產(chǎn)投資額及生產(chǎn)總值。其中,固定資產(chǎn)投資額(FI)②玉溪市統(tǒng)計局.玉溪統(tǒng)計年鑒:2011[M].玉溪,2012:384,395.,又稱固定資產(chǎn)投資完成額,是指以貨幣形式表現(xiàn)的在一定時期內(nèi)建造和購置固定資產(chǎn)活動的工作量以及與此有關(guān)的費用的總稱。生產(chǎn)總值是指按市場價格計算的一個國家或地區(qū)所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果。經(jīng)濟(jì)增長主要指經(jīng)濟(jì)總量的增長,通常用生產(chǎn)總值(或國內(nèi)生產(chǎn)總值,即GDP)增長率來表示。

一、數(shù)據(jù)選取

選取玉溪市1990～2011年的固定資產(chǎn)投資額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,樣本容量n=22,采用時間序列分析的方法分析兩指標(biāo)間的關(guān)系。需要說明的是沒有把2012、2013兩年納入研究,是因為這兩年固定資產(chǎn)投資額的統(tǒng)計口徑是規(guī)模以上。本文數(shù)據(jù)均來源于《玉溪統(tǒng)計年鑒》,CPI指數(shù)是全國居民消費價格指數(shù)。為了更加客觀的說明兩個變量的變動趨勢,消除物價變動的影響,把GDP和FI除以當(dāng)年的CPI(基期為1990年)。同時,為了消除可能存在的異方差影響,對兩項指標(biāo)分別進(jìn)行自然對數(shù)變換,用LNGDP和LNFI表示,其一階差分分別用ΔLNGDP和ΔLNFI表示。數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 1990～2011年玉溪市實際GDP、實際FI和LNGDP、LNFI

二、相關(guān)性分析

為檢驗玉溪市的FI和GDP的相關(guān)性,利用Eviews軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)繪制散點圖(見圖1)。

由散點圖可以初步判斷FI和GDP之間呈正相關(guān)關(guān)系,為了進(jìn)一步確認(rèn)它們之間的相關(guān)關(guān)系,計算二者的相關(guān)系數(shù),結(jié)果如表2。

表2 FI與GDP的相關(guān)系數(shù)

從表2看,二者相關(guān)系數(shù)為0.95,表明FI和GDP呈高度的正相關(guān)關(guān)系。即玉溪市國內(nèi)生產(chǎn)總值隨固定資產(chǎn)投資額的增加而增加,隨固定資產(chǎn)投資額的減少而減少。

圖1 FI與GDP的散點圖

三、協(xié)整性分析

由于經(jīng)濟(jì)時間序列通常都是不穩(wěn)定的,為避免出現(xiàn)“偽回歸”,本文通過協(xié)整性分析來進(jìn)一步研究玉溪市FI和GDP之間是否存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整理論是Engle和Granger(1987)提出的,他們運用普通最小二乘法估計變量之間的平穩(wěn)關(guān)系系數(shù),然后用著名的單位根檢驗來檢驗殘差,發(fā)現(xiàn)在非穩(wěn)定的單整變量之間存在著一種長期均衡關(guān)系,并將這種關(guān)系定義為協(xié)整。Engle和Granger的協(xié)整性理論認(rèn)為,只有當(dāng)兩個或兩個以上同階單整的非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)的,這些變量才是協(xié)整的。因此在檢驗協(xié)整關(guān)系之前,須對序列的階數(shù)做單位根檢驗。

1.單位根檢驗

本文采用ADF檢驗方法分別對LNGDP、LNFI、ΔLNGDP和ΔLNFI進(jìn)行單位根檢驗,驗證時間序列的平穩(wěn)性。結(jié)果見表3。

表3 單位根檢驗結(jié)果

從表3可以看出,LNGDP和LNFI的統(tǒng)計值分別為-1.77和-0.9115,均大于1%、5%、10%水平上的臨界值,因此,LNGDP和LNFI存在單位根,是非平穩(wěn)序列。再對其一階差分序列ΔLNGDP和ΔLNFI進(jìn)行單位根檢驗,其統(tǒng)計值分別為-3.2979和-3.3524,均小于5%、10%水平上的臨界值且P值很小,可以認(rèn)為ΔLNGDP和ΔLNFI不存在單位根,是平穩(wěn)序列。因此,ΔLNGDP和ΔLNFI都是一階單整序列,兩者之間可能存在長期協(xié)整關(guān)系,該變量符合協(xié)整檢驗的前提條件,可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整的基本思想認(rèn)為,盡管兩個或兩個以上變量中的每一個都是非平穩(wěn)的,但是它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響,使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于對于兩個具有各自長期波動規(guī)律的變量,如果它們之間是協(xié)整的,則它們之間存在一個長期的均衡關(guān)系。

本文采用Engle-Granger兩步法檢驗LNGDP和LNFI之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

首先,建立LNGDP和LNFI的趨勢圖(見圖2),我們發(fā)現(xiàn)LNGDP和LNFI之間具有大致相同的增長和變化趨勢,說明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。其后,再利用EG兩步法對其進(jìn)行檢驗。反映長期關(guān)系模型的普通最小二乘估計(OLS)結(jié)果為:

圖2 LNGDP和LNTZ的趨勢圖

表4 OLS回歸結(jié)果

從表4可以得到協(xié)整回歸方程為:

R-squared=0.9055,DW=0.6051,F-statistic=201.0102,且回歸系數(shù)都通過顯著性檢驗,表明回歸模型擬合的較好。

得到殘差序列

接下來對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗,如果殘差序列是平穩(wěn)的,說明兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系,反之則不存在。運用ADF檢驗,結(jié)果如表5所示。

表5 殘差序列的單位根檢驗結(jié)果

殘差序列單位根檢驗的t統(tǒng)計量為-1.7678,其相應(yīng)的概率值P為0.0735,小于10%的檢驗水平,因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè),即可以認(rèn)為殘差序列式平穩(wěn)的。因此,可以認(rèn)為LNGDP和LNFI之間存在協(xié)整關(guān)系,即它們之間具有長期的穩(wěn)定關(guān)系。由協(xié)整回歸方程得知社會固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)為0.6843,即固定資產(chǎn)投資每增加1%,玉溪市的GDP將增加0.6843%。

四、Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果說明了玉溪市FI和GDP之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,即是由固定資產(chǎn)投資的增長帶動GDP的增長,還是由GDP的增長帶來固定資產(chǎn)投資的增長,還需要進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。

Granger因果關(guān)系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感。不同的滯后階數(shù)可能會得到完全不同的檢驗結(jié)果。因此,一般而言,常進(jìn)行不同滯后期長度的檢驗,本文計算了滯后階數(shù)分別為1、2、3的F檢驗,其結(jié)果表6。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

根據(jù)上表,在不同的滯后階數(shù)下,對于第一個假設(shè),其相應(yīng)的概率值P均大于10%的檢驗水平,因此不能拒絕該原假設(shè),即可以認(rèn)為ΔLNGDP不是引起ΔLNFI變化的Granger原因。在不同的滯后階數(shù)下,對于第二個假設(shè),其相應(yīng)的概率值P均小于5%的檢驗水平,因此拒絕該原假設(shè),即可以認(rèn)為ΔLNFI是引起ΔLNGDP變化的Granger原因。因此,可以認(rèn)為無論滯后階數(shù)的大小,ΔLNFI和ΔLNGDP存在單向因果關(guān)系,即玉溪市固定資產(chǎn)投資額(FI)對國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)有明顯促進(jìn)作用,但國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)對固定資產(chǎn)投資額(FI)的作用不明顯。

五、建立模型

1.建立ARDL模型

ARDL模型稱為自回歸分布滯后模型(AutoRegressFIveDFIstrFIbutedLag),它是一種用數(shù)據(jù)動態(tài)非均衡逼近經(jīng)濟(jì)理論的長期均衡過程。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)模型通常表述的是變量之間的一種“長期均衡”關(guān)系,而實際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過程”生成的。因此,用ARDL模型能克服傳統(tǒng)模型的缺陷。

ARDL模型的建立包括如下兩個步驟:

(1)利用自相關(guān)圖確定最大滯后階數(shù),并用最小二乘法建立ARDL模型。

利用序列LNGDP、LNFI的自相關(guān)圖,確定最大滯后階數(shù)。根據(jù)自相關(guān)-偏相關(guān)圖分析,LNGDP與LNFI的自相關(guān)系數(shù)都在2階截尾,偏自相關(guān)系數(shù)都在1階截尾。因此,適合建立ARDL(1,1)模型,為了更好的驗證,本文先選取滯后階數(shù)都為2階。建立自回歸分布滯后模型ARDL(2,2):

(2)利用軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,方程通過了顯著性檢驗,但各回歸系數(shù)均未通過檢驗,其中LNFIt-1、LNGDPt-2和LNFIt-2的概率P值較大,說明它們對LNGDP的影響不顯著,逐步剔除不顯著變量。以LNGDP(-1)、LNFI作為新的解釋變量,建立ARDL(1,1)模型,并進(jìn)行模型估計。得出可決系數(shù)R-squared=0.9623,說明ARDL(1,1)模型的擬合效果很好;F-statistic=229.6401,模型通過了顯著性檢驗;且各回歸系數(shù)的概率P值均小于0.05,說明在5%的顯著性水平下,回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗。通過以上分析,建立最終ARDL(1,1)模型:

模型說明,玉溪市當(dāng)年GDP受到FI和上一年GDP的雙重影響,且受上一年GDP的影響更大。若上一年GDP保持不變,FI每增加1%,玉溪市經(jīng)濟(jì)將增加0.3%;若FI保持不變,上一年GDP每增加1%,玉溪市當(dāng)年經(jīng)濟(jì)將增加0.5498%。

2.建立誤差修正模型(ECM)

協(xié)整分析反映了玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系,但兩個變量之間的短期波動關(guān)系,還需要進(jìn)一步驗證。為彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,本文運用誤差修正模型建立短期動態(tài)模型,反映兩個變量之間的短期波動關(guān)系。將協(xié)整檢驗得到的誤差修正項ECM=LNGDP(-1)-(2.5292+0. 6843LNFI(-1))及一階差分變量ΔLNGDP、ΔLNFI進(jìn)行線性回歸,得到如下誤差修正模型:

在誤差修正模型中,所有變量都通過了顯著性檢驗。在短期內(nèi),固定資產(chǎn)投資每變動1%,將會帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變動0.1348%,即短期彈性為0.135。模型中的誤差修正項的估計參數(shù)反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度,修正系數(shù)-0.6291為負(fù)值,說明模型誤差修正系數(shù)具有反向修正機(jī)制,系數(shù)的大小反映了對偏離長期趨勢的調(diào)整力度。本模型中前一期的非均衡誤差以0.6291%的比率對本期的國內(nèi)生產(chǎn)總值做出反向修正,表明國內(nèi)生產(chǎn)總值的實際值和長期均衡值的差距大約有0.6291%能夠得到糾正。誤差修正模型更好的納入了長短期的信息,說明了固定資產(chǎn)投資與玉溪市國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在動態(tài)均衡機(jī)制。

六、模型預(yù)測

1.模型預(yù)測精度檢驗

上文已建立了玉溪市研究固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值相互關(guān)系的ARDL(1,1)模型,且該模型通過了顯著性和平穩(wěn)性檢驗,可以用于對未來趨勢進(jìn)行預(yù)測。為檢驗預(yù)測的精度,利用模型預(yù)測得到國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP,并和實際國內(nèi)生產(chǎn)總值LNGDP′作比較,分析結(jié)果如表7所示。

表7 實際值LNGDP與預(yù)測值LNGDP′比較分析

由表7可知,用ARDL(1,1)模型預(yù)測的國內(nèi)生產(chǎn)總值與實際值之間差距很小,最大差值不超過0.4,說明ARDL(1,1)模型可以較好的對未來趨勢做出預(yù)測。

2.玉溪市“十二五”固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測

玉溪市“十二五”發(fā)展規(guī)劃對全市經(jīng)濟(jì)的預(yù)期目標(biāo)為:“力爭經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與全省同步,生產(chǎn)總值年均增長10%以上,2015年達(dá)到1300億元左右”。利用ARDL(1,1)模型反映的固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相互關(guān)系,根據(jù)玉溪市“十二五”規(guī)劃對經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)期,可反向推出到2015年要達(dá)到1300億元左右的經(jīng)濟(jì)目標(biāo),“十二五”期間固定資產(chǎn)投資增長應(yīng)達(dá)到的水平。

對ARDL(1,1)模型適當(dāng)變形,把LNFI作為因變量,LNGDP作為自變量,得到如下新模型:

進(jìn)一步推導(dǎo)出固定資產(chǎn)投資的預(yù)測模型為:

根據(jù)規(guī)劃目標(biāo),在10%的年均增長速度下計算玉溪市2014～2015年的生產(chǎn)總值預(yù)測值,根據(jù)固定資產(chǎn)投資預(yù)測模型計算得到玉溪“十二五”期間固定資產(chǎn)投資額的預(yù)測值,結(jié)果如表8所示。

表8 玉溪“十二五”期間固定資產(chǎn)投資額的預(yù)測值

經(jīng)測算,“十二五”規(guī)劃期間,玉溪市固定資產(chǎn)投資額若保持年均12.56%的增長速度,則其生產(chǎn)總值到2015年可達(dá)到1334.03億元,超額完成26%。

七、結(jié) 論

通過上述實證分析,研究期間,玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有如下幾方面的結(jié)論。

一是玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系,且高度正相關(guān),即固定資產(chǎn)投資增長能推動經(jīng)濟(jì)的顯著增長。從格蘭杰因果檢驗的結(jié)果看,玉溪市固定資產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間是單向因果關(guān)系,即固定資產(chǎn)投資是增加玉溪市經(jīng)濟(jì)增長的原因,但經(jīng)濟(jì)增長不是導(dǎo)致玉溪市固定資產(chǎn)增長的原因。

二是固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用比較顯著。研究期內(nèi),玉溪市固定資產(chǎn)投資貢獻(xiàn)率為58.51%,占絕對比重,說明投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位很重要,已成為拉動經(jīng)濟(jì)增長的第一動力。

三是固定資產(chǎn)投資增長波動性比較大,明顯超過具有穩(wěn)定性的GDP增長,說明投資的彈性不高,這是制約經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。在研究期間,玉溪市固定資產(chǎn)投資增長了64.89倍,而GDP增長了20.22倍;固定資產(chǎn)投資增長速度平均比GDP增速高了13.9%,是GDP增速的2.28倍。但研究期內(nèi)投資彈性系數(shù)平均為0.71,且有17個年份的投資彈性系數(shù)低于平均水平。剔除主要分布在20世紀(jì)高位的5年外,其余17年的固定資產(chǎn)彈性系數(shù)平均為0.38,這說明玉溪投資彈性系數(shù)不高,對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率不夠,存在高投入、低效益的問題。

四是投資效果系數(shù)不穩(wěn)定,波動幅度較大,研究期最后三年投資效果系數(shù)水平較低。研究期間,玉溪市固定資產(chǎn)投資效果系數(shù)平均為0.5,最高年份達(dá)到2.87,最低年份為負(fù)數(shù),高低相差3.43。特別是研究期最后三年的效果系數(shù)為0.26,說明玉溪經(jīng)濟(jì)增長的成本上升。若投資拐點出現(xiàn),投資邊際效率遞減,將對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生更大的影響。

五是各年份投資與經(jīng)濟(jì)增長趨勢基本一致。但理論上講,固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在一定的滯后效應(yīng),高投資不一定帶來當(dāng)期GDP的高增長。但這從另一側(cè)面反映出玉溪經(jīng)濟(jì)對固定資產(chǎn)投資敏感性不夠。

總體來看,玉溪市經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然處于投資驅(qū)動型時期,其投資的規(guī)模大小對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著舉足輕重的作用,因而要想取得經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,就必須擴(kuò)大投資規(guī)模,充分發(fā)揮其對經(jīng)濟(jì)的正向影響作用。然而,玉溪市目前的固定資產(chǎn)投資已經(jīng)達(dá)到了一定的規(guī)模,特別是在研究期的后幾年,其固定資產(chǎn)投資的增速更快。所以,玉溪市在未來進(jìn)行投資決策時,應(yīng)關(guān)注在保持投資規(guī)模適度增長的同時,更加注重優(yōu)化投資結(jié)構(gòu),提高投資效益,通過培育新的經(jīng)濟(jì)增長點,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展薄弱環(huán)節(jié),使玉溪市的經(jīng)濟(jì)增長走上良性發(fā)展的道路。

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Empirical Study on Yuxi Fixed Assets Investment and Economic Growth

YEHong LINQian LIAijie

(School of Business,Yuxi Normal University,Yuxi,Yunnan,653100)

Yuxi;fixed assets investment;GDP;economic growth

Causal empirical analysis is performed based on fixed assets investment and gross domestic product of Yuxi City in 22 years between 1990 and 2011.The investment needed to achieve the economic growth target is predicted according to the target in the twelfth“Five-year-plan”based on the constructed model.The relationship between economic growth target and fixed assets investment is also concluded.However,the increase of the fixed assets investment in recent years will be balanced by optimized invest structure,new economic growth sources and the upgrade of industrial structure.

F830

A

1009-9506(2014)12-0013-08

2014年9月21日

葉 宏,碩士,副教授,研究方向:財務(wù)會計與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

① 社科項目:2014年玉溪社科基金項目“玉溪市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)動效應(yīng)研究”階段性成果,編號:YXSK73.