中國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的時滯效應(yīng)分析

孫大巖

（內(nèi)蒙古民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古通遼028043）

中國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的時滯效應(yīng)分析

孫大巖

（內(nèi)蒙古民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古通遼028043）

固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不容忽視，同時這種影響具有一定的滯后效應(yīng).文章選用中國1978-2014年全社會固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù).使用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和阿爾蒙多項式分布滯后模型等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，分析了固定資產(chǎn)投資和GDP間的線性關(guān)系.實證結(jié)果表明從長期看二者既有長期均衡關(guān)系，又有雙向因果關(guān)系.而從短期看GDP受最近五年固定資產(chǎn)投資額影響較大.

固定資產(chǎn)投資；GDP；協(xié)整；格蘭杰因果檢驗；阿爾蒙分布滯后

“十三五”規(guī)劃綱要提出圍繞有效需求擴(kuò)大有效投資，優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，提高投資效率，發(fā)揮投資對穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用.充分發(fā)揮政府投資的杠桿撬動作用，加大對公共產(chǎn)品和公共服務(wù)的投資力度，加大人力資本投資，增加有利于供給結(jié)構(gòu)升級、彌補(bǔ)小康短板、城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)、增強(qiáng)發(fā)展后勁的投資，啟動實施一批全局性、戰(zhàn)略性、基礎(chǔ)性重大投資工程.因此在未來的若干年國家仍然會強(qiáng)化投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用.

按照現(xiàn)行統(tǒng)計制度的規(guī)定，固定資產(chǎn)投資是建設(shè)和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動.固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過程包括固定資產(chǎn)更新、改建、擴(kuò)建、新建等活動.作為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三個決定性因素之一的投資，國家一直以來都十分重視.特別是十一屆三中全會以來，國家一直在不斷加大相關(guān)的資金投入.從1978年的669億元猛增到2014年的512021億元，翻了765倍，同時在GDP中的占比也由1978年的18%上升到了2014年的81%，這為國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展打下了堅實的基礎(chǔ).

針對固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究成果不少，但進(jìn)行定量和滯后效應(yīng)分析的不多.李興緒［1］研究認(rèn)為云南省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，同時也有一定的滯后性；劉學(xué)華［2］運(yùn)用約翰森協(xié)整檢驗得出交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和交通運(yùn)輸增加值等五個變量間是協(xié)整的，即他們之間存在長期均衡關(guān)系；戴子剛［3］運(yùn)用分布滯后模型分析發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的短期乘數(shù)為0.21，長期乘數(shù)為0.7.本文將從中借鑒一些研究方法，利用阿爾蒙多項式分布滯后模型，結(jié)合1978-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對投資與經(jīng)濟(jì)增長間的相互影響關(guān)系進(jìn)行具體分析.

1 數(shù)學(xué)模型和方法基礎(chǔ)

1.1 協(xié)整檢驗［4］

如果序列x1t，x2t，…，xkt都是d階單整的，存在向量α=（α1，α2，…，αk），使得zt=αXt＇為d-b階單整，其中d≥b＞0，Xt=（x1t，x2t，…，xkt）＇，則稱序列x1t，x2t，…，xkt是（d，b）階協(xié)整.

雙變量協(xié)整檢驗最常用的是E-G法，具體檢驗步驟如下：首先是檢驗序列yt和xt是否同階單整，若是則用OLS法估計長期均衡方程得到：

并進(jìn)行檢驗，如果拒絕原假設(shè)，則et是平穩(wěn)序列，說明兩變量yt與xt是協(xié)整的.

1.2 格蘭杰因果檢驗［5］

用來判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，由格蘭杰提出.具體的檢驗步驟如下：首先用y對所有的滯后項y做回歸，但不包括滯后項x，這是一個受約束回歸.從它得到受約束的殘差平方和RSSR.其次做含有滯后項x的回歸，這是一個無約束的回歸，得到無約束的殘差平方和RSSU.其三給出原假設(shè)：

并給出檢驗統(tǒng)計量：

它服從自由度為q和n-k的F分布.最后如果在選定的顯著性水平上計算的F值超過臨界Fα值，則拒絕零假設(shè)，表明x是y的原因.

1.3 阿爾蒙分布滯后模型［6］

為了消除多重共線性的影響，阿爾蒙提出利用多項式來逼近滯后參數(shù)的變化結(jié)構(gòu)，從而減少待估參數(shù)的數(shù)目.其基本原理是在有限分布滯后模型滯后長度已知的情況下，滯后項系數(shù)可以看成是相應(yīng)滯后期i的函數(shù).一般形式為：

式（5）稱為阿爾蒙多項式變換，具體列出來就是：

將式（6）代入以下有限分布滯后模型：

并進(jìn)行整理，模型變?yōu)槿缦滦问剑?/p>

其中

式（9）為滯后變量的線性組合變量.

在具體估計時一般先用最小二乘法估計式（8），將估計的參數(shù)代入式（6），即可求出原分布滯后模型參數(shù)的估計值.

2 實證分析

2.1 指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)處理

作為因變量y的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)選取國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示，單位是億元.作為自變量x的投資指標(biāo)選取全社會固定資產(chǎn)投資總額來表示，單位是億元.數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.為了降低可能的異方差影響和反映變量間的彈性系數(shù)，分別對兩個變量取自然對數(shù)1ny和1nx.所使用的軟件為EViews6.0.

2.2 實證結(jié)果

2.2.1 協(xié)整性檢驗 協(xié)整檢驗可以發(fā)現(xiàn)模型是否存在偽回歸現(xiàn)象，即判斷變量間是否存在長期均衡關(guān)系.進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提是序列要平穩(wěn)或者同階單整，因此首先要檢驗變量y和x是否平穩(wěn)，使用常用的ADF法.檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)y和x的原序列和一階差分序列均為非平穩(wěn)序列，而二階差分序列均為平穩(wěn)序列，即同為二階單整序列，表示為y，x～I(xiàn)（2），所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗（考慮到篇幅關(guān)系，相應(yīng)的表格未做保留，直接給出了結(jié)論）.用E-G兩步法來完成，第一步是用最小二乘法來得到協(xié)整方程（括號中為t值）：

同時構(gòu)造新序列et=resid；第二步是檢驗殘差序列et是否平穩(wěn)，驗證結(jié)果見表1.

從表1中得出結(jié)論，在0.05的顯著性水平下殘差et平穩(wěn)，因此1ny和1nx是協(xié)整的，即全社會固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關(guān)系.

表1　殘差et的平穩(wěn)性檢驗Tab.1 Residua1 etstationarity test

2.2.2 Granger因果關(guān)系檢驗 驗證了全社會固定資產(chǎn)投資和GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以對二者的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗.檢驗結(jié)果如表2（顯著性水平為0.10）.

由于式（10）中對應(yīng)的DW=0.33＜dL=1.41（其中dL為查DW邊界值表所得），即存在一階正自相關(guān).所以在表2中插入LM（1）列.

表2　Granger因果檢驗表Tab1e.2 Granger causa1ity

由表2（只列到滯后5期）知從三階開始隨著滯后階數(shù)的增加，AIC

的值不斷減小而且結(jié)論都是拒絕原假設(shè)，因此可以認(rèn)為全社會固定資產(chǎn)投資和GDP之間存在雙向因果關(guān)系.

2.2.3 阿爾蒙滯后模型的建立與估計 在阿爾蒙滯后模型的實際應(yīng)用中，需要先確定滯后期長度，然后再給出阿爾蒙多項式的次數(shù).確定滯后期長度的方法主要有三種：相關(guān)系數(shù)r，調(diào)整的決定系數(shù)和施瓦茨準(zhǔn)則SC.在此使用交叉相關(guān)系數(shù)的值初步判斷滯后期的長度.在y與x各期滯后值的相關(guān)系數(shù)圖中（取16階滯后值）發(fā)現(xiàn)，自上而下的前五條柱向外延伸超過了兩側(cè)虛線（虛線對應(yīng)著正負(fù)二倍標(biāo)準(zhǔn)差），說明GDP與當(dāng)年以及前4年的固定資產(chǎn)投資都相關(guān)，因此可設(shè)如下有限分布滯后模型：

確定了滯后期，接下來要給出阿爾蒙多項式的次數(shù).由于m＜k=4，而且m的取值通常較低，在這里取2.然后可以通過多項式分布滯后指令PDL（x，4，2）來估計模型，值得提醒的是在回歸過程中為了去掉一階自回歸的影響，把AR（1）項作為解釋變量放到了模型里.輸出結(jié)果如表3所示.

表3　回歸結(jié)果Tab.3 Regression resu1t

3 結(jié)論和建議

1）協(xié)整檢驗的結(jié)果表明全社會固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值間不存在“偽回歸現(xiàn)象”（回歸結(jié)果和實際的不相一致），而是存在著長期均衡關(guān)系.同時協(xié)整方程（10）的擬合結(jié)果說明從長期看當(dāng)固定資產(chǎn)投資發(fā)生1個百分點的變化時，GDP相應(yīng)發(fā)生0.81個百分比的變動，這個較強(qiáng)的彈性值說明二者關(guān)系是十分緊密的.所以在未來促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的過程中仍要特別重視固定資產(chǎn)投資的巨大推動作用，而且要保持相應(yīng)政策的持續(xù)性和長期性［7］.

2）通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)對于不同的滯后期來說，除極個別情況外的絕大多數(shù)情況下，全社會固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著雙向因果關(guān)系，說明二者可以相互促進(jìn)形成良性循環(huán)［8］.

3）由阿爾蒙多項式滯后模型的回歸結(jié)果了解到：5個系數(shù)的估計值說明當(dāng)年的和上4年的全社會固定資產(chǎn)投資發(fā)生1個單位的變化，GDP將會發(fā)生0.04，0.13，0.14，0.12和0.08個單位的同向變動.這說明GDP和當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資關(guān)系不強(qiáng)，而和上三年的數(shù)值關(guān)系較強(qiáng)，同時隨著時間的推移影響效果遞減.這說明要想繼續(xù)保持經(jīng)濟(jì)的中高速發(fā)展，必須要規(guī)劃好最近五年的固定資產(chǎn)投資，這對于處在十三五規(guī)劃的開局之年顯得尤為重要.另外一方面回歸系數(shù)值偏低，說明經(jīng)過前些年通過大幅度的固定資產(chǎn)投資拉動經(jīng)濟(jì)的效果正在弱化，未來必須走通過供給側(cè)改革實現(xiàn)以消費促經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新型化道路上來［9］.

［1］ 李興緒.云南省投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析［J］.云南財貿(mào)學(xué)院學(xué)報，2005，21（4）：96-99.

［2］ 劉學(xué)華.交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系［J］.地域研究與開發(fā)，2009，28（4）：65-72.

［3］ 戴子剛.我國投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究［J］.天府新論，2011（5）：57-59.

［4］ 孫敬水.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2009：292.

［5］ 吳麗萍.“十二五”時期中國水利投資預(yù)測的研究［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2011，25（8）：5-10.

［6］ 丁俊君.多項式分布滯后模型階數(shù)的確定及其應(yīng)用［J］.統(tǒng)計與決策，2004（10）：28-29.

［7］ 肖紅松.固定資產(chǎn)投資對GDP影響的實證研究［J］.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2015，12（11）：23-25.

［8］ 丁金學(xué).東北地區(qū)固定資產(chǎn)投資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)實證分析［J］.地理與地理信息科學(xué)，2010，26（6）：46-50.

［9］ 米浩銘.陜西省水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響［J］.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2015，20（1）：262-267.

責(zé)任編輯：高 山

Time-Lag Effect AnalYsis of China＇s Fixed Asset Investment and Economic Growth

SUN Dayan
（Co11ege of Economy and Management，Inner Mongo1ia University for Nationa1ities，Tong1iao 028043，China）

The promoting effect on economic growth of investment in fixed assets cannot be ignored.In order to accurate1y describe the effect，the paper se1ects the time-series data of China＇s fixed assets investment and GDP from 1978 to 2014.Using econometric methods such as the co-integration test，Granger causa1ity test and a1mon distributed 1ag mode1，the paper ana1yzes the 1inear re1ationship between the fixed assets investment and economic growth.The empirica1 resu1ts show that in the 1ong run there is a 1ongterm equi1ibrium re1ationship and a two-way causa1ity between the two.But in the short term GDP is great1y inf1uenced by fixed assets investment in the past five years.

fixed assets investment；GDP；cointegration test；Granger causa1ity test；A1mon distributed 1ag mode1

O213

A

1008-8423（2016）02-0166-04

10.13501/j.cnki.42-1569/n.2016.06.014

2016-05-05.

內(nèi)蒙古財政廳決策咨詢項目（201507）；內(nèi)蒙古自治區(qū)高校科研項目（NJSY179）.

孫大巖（1980-），男，碩士，講師，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析的研究.