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    淮北市固定資產投資對GDP影響程度的實證分析

    2020-10-12 14:06:34孫嫻嫻
    中國集體經濟 2020年25期
    關鍵詞:固定資產投資時間序列實證分析

    孫嫻嫻

    摘要:文章運用ADF檢驗、AR模型、Granger因果關系檢驗等計量分析方法,通過時間序列數據樣本對淮北市固定資產投資與GDP關系進行分析,以探討淮北市在固定資產投資和促進經濟增長方面的規(guī)律性認識。研究結論表明:淮北市固定資產投資對經濟增長的拉動作用不明顯,反之,經濟增長對固定資產投資具有正向推動作用且系數較高,這與全國及多數省市相比效果相反。

    關鍵詞:固定資產投資;經濟增長;時間序列;實證分析

    一、文獻綜述

    改革開放至今,我國促進經濟高速發(fā)展的模式是依靠投資、消費、出口,其中投資是構成GDP的重要組成部分,始終對推動經濟發(fā)展至關重要。根據經濟學投資乘數理論,在經濟發(fā)展初期通過追加投資,可以促進國民收入成倍增加。而在投資中,固定資產投資占據重要地位,也最容易對經濟增長產生積極效果。

    國內學者利用相關數據研究了國家和部分省市固定資產投資總額與GDP 之間的關系。譚姝琳(2010)通過國家層面數據發(fā)現(xiàn):固定資產投資對經濟增長具有顯著性影響,且具有長期性。肖紅松(2013)利用武漢市統(tǒng)計數據,指出固定資產投資對武漢市經濟增長有著積極的促進作用,但效果是遞減的。莊儒常(2011)通過分析山東省數據得出:山東省經濟增長和固定資產投資之間存在協(xié)整關系,即固定資產投資對促進經濟增長具有長期均衡關系。還有學者研究發(fā)現(xiàn),固定資產投資每增加1%,可以拉動0.81%的經濟增長,效果非常明顯。由于多數研究集中在省級以上層面或者部分發(fā)達城市,針對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內外相關研究,擬從淮北市固定資產投資總額與GDP關系入手,以期發(fā)現(xiàn)其中的規(guī)律,并給出相應的對策建議,進而優(yōu)化像淮北市這樣的中小城市的投資效應水平。

    二、數據說明與處理

    (一)數據來源

    本文研究對象是:淮北市固定資產投資對GDP影響程度,樣本采用動態(tài)時間序列數據,由于部分歷史數據的可獲得性有限,確定1985~2016年樣本數據作為時間序列,來源于《淮北市統(tǒng)計年鑒》(歷年)和淮北市歷年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。其中,淮北市國內生產總值(GDP)和全社會固定資產投資,分別記為Y和X,便于進行實證分析。

    (二)簡單數據分析

    從基本數據分析可以得出,隨著時間地推移,淮北市GDP及固定資產投資總額都呈同向增長趨勢。在1985~1993年間,GDP略高于固定資產投資總額,1994~2011年間兩者差距較大,2012~2014年差距縮小,2013年以來固定資產投資總額高于GDP且差距不斷擴大。由此推斷,兩者存在一定關系,但這只是一種簡單分析或猜測,要想得出科學結論必須進行更深入地分析。

    三、實證分析與檢驗

    (一)對數模型的建立

    從上述研究發(fā)現(xiàn),淮北市GDP及固定資產投資總額之間可能存在某種線性關系,為使回歸系數更具實際經濟含義,首先對變量取自然對數,以便消除異方差和自相關性誤差。利用計量回歸分析可以建立如下計量模型:lnyi=β0+β1lnXi+μi,其中yi表示第i年的GDP,Xi表示第i年的固定資產投資總額,μi是隨機擾動項,β0為常數項,β1為Xi的相應回歸系數。利用EViews6.0進行OLS分析,結果如下:

    LnY =0.707053 LnX +4.707073

    [34.93139] ? ? ? ?[17.57277]

    R2= 0.976004 F=1220.202 DW=0.312675

    由計量結果看出,各變量系數、R2、F、T檢驗基本符合計量模型設定規(guī)則,但DW檢驗為0.31,說明仍存在很強自相關。經過驗證,證實兩者自相關程度很高,本次回歸不明顯,應果斷舍棄,尋找新的計量分析方法分析。

    (二)單位根檢驗法

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

    由表 1可得出,LnX、LnY的ADF檢驗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)。對所有時間序列一階差分化后進行ADF檢驗發(fā)現(xiàn),ΔLnX、ΔLnY的ADF檢驗值都小于各自5%顯著性水平下臨界值,驗證它們通過檢驗,為平穩(wěn)的時間序列。根據ADF檢驗原理,可以得出,淮北市GDP及固定資產投資總額取自然對數后都為一階單整時序,即平穩(wěn)時序。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)整關系,即長期均衡關系。

    (三)AR模型的構建與驗證

    通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)兩者之間長期關系并不強,與他人研究成果不是很一致,然后根據自相關理論,對模型進行修改,從而消除自相關問題,形成一階和二階差分AR模型,如表 2。結果發(fā)現(xiàn)模型顯著性不強,T檢驗不足,也就是說固定資產投資總額對GDP影響程度不佳。

    (四)Granger因果關系檢驗

    由于AR(1)和 AR(2)模型不顯著,說明假定淮北市固定資產投資對經濟增長之間長期穩(wěn)定均衡關系不顯著,存在偏差,需要對兩者進行 Granger因果檢驗。

    由表 3檢驗結果,假設A成立的概率是 0.6804,故無法拒絕原假設,即固定資產投資總額不是GDP的Granger原因。假設B成立的概率是0.0171,且F檢驗顯著,拒絕原假設,說明GDP是固定資產投資總額的Granger原因,所以得出結論:GDP增長對促進固定資產投資有顯著作用,推翻之前固定資產投資總額對促進經濟增長存在作用的假設。

    (五)模型修正

    由上述檢驗結果得出,淮北市經濟增長對固定資產投資具有一定的作用,將前面假設模型進行重新修訂:lnxi=β0+β1lnyi+μi,即GDP對固定資產投資總額產生影響,因前面單位根檢驗后發(fā)現(xiàn)存在一階自相關,模型修正為AR(1),結果如下:

    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

    以上指標均符合經濟學意義,且DW接近2,可以看出淮北市GDP增長對固定資產投資總額具有推動作用,系數高達42%。

    四、結論及建議

    通過前面實證分析得出,淮北市固定資產投資對促進經濟增長的拉動作用不明顯,反之,經濟增長對固定資產投資具有正向推動作用且系數較高,即淮北市經濟發(fā)展好的時候,固定資產投資就多。這與全國及其他省市相比效果相反,可能與淮北市經濟體量和投資規(guī)模不大有一定關系。

    由于多數人研究發(fā)現(xiàn)固定資產投資在經濟增長中占據重要地位,長期以來都是投資拉動型經濟增長模式,這對我國和地方經濟增長具有重要影響。因為根據經濟學原理,在地區(qū)經濟發(fā)展處于初期階段時,固定資產投資是促進經濟快速增長的重要手段之一,當經濟發(fā)展到一定水平超過一定總量時,必須轉變經濟發(fā)展模式,轉而依靠投資、消費、出口共同協(xié)調拉動,才能保證經濟持續(xù)協(xié)調發(fā)展。而淮北市出現(xiàn)相反情形,必須認真研究固定資產投資的模式和效果,特別是在2014年以后,固定資產投資總額已經超過GDP總量,這應當引起重視。雖然固定資產投資不應成為經濟增長的最大動力,但我們認為其最主要的目的還是為了促進經濟增長,而不是為了投資而投資。同時,建議各級政府減弱使用固定資產投資這一指標的考核力度,轉而考慮其他有利于提升經濟發(fā)展質量的指標,如綠色發(fā)展、科技轉化、人才引進就業(yè)等,促進經濟協(xié)調健康持續(xù)發(fā)展。

    參考文獻:

    [1]莊儒常.山東省固定資產投資與 GDP 關系實證分析[J].時代金融,2011(04):140-141.

    [2]古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].北京:中國人民大學出版社,2005.

    [3]肖紅.松固定資產投資對GDP影響的實證研究——以武漢市為例[J].湖北經濟學院學報(人文社會科學版),2015(11):23-25.

    (作者單位:淮北市統(tǒng)計局)

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