我國GDP增長中基本建設(shè)投資的貢獻分析

摘要:文章運用協(xié)整分析和Granger因果檢驗對我國GDP和基本建設(shè)投資的數(shù)據(jù)進行分析。文章認為，基本建設(shè)投資與GDP存在因果關(guān)系，且基本建設(shè)投資對GDP的增長起到了重要作用，并從我國基本建設(shè)投資的問題出發(fā)，提出政策建議。

關(guān)鍵詞:GDP;基本建設(shè)投資;協(xié)整分析;Granger因果關(guān)系

作者簡介:王宏(1971—)，女，經(jīng)濟學(xué)博士，東華大學(xué)管理學(xué)院經(jīng)濟系副教授，從事財政經(jīng)濟學(xué)與政府采購規(guī)制研究。

基金項目:2006年上海市哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃辦公室一般課題“政府采購促進技術(shù)創(chuàng)新機理及績效研究”，項目編號:2006BJB

中圖分類號:F280文獻標識碼:A 文章編號:1000-7504(2010)-04-0049-05 收稿日期:2010-05-20

自2008年11月國務(wù)院出臺擴大內(nèi)需促進經(jīng)濟增長十項措施，并確定4萬億元投資計劃以來，投資一直是各界關(guān)注的焦點。而一年多經(jīng)濟運行情況的事實證明，投資在當前“擴內(nèi)需保增長”中充當了重要角色，在外需環(huán)境惡化、出口持續(xù)下滑的不利情況下，成為我國經(jīng)濟增長的第一驅(qū)動力[1]。政府投資的項目包括固定資產(chǎn)投資、存貨投資和人力資本投資，在三種投資中固定資產(chǎn)投資起著決定作用，而基本建設(shè)投資是固定資產(chǎn)投資最重要的部分。基本建設(shè)(capital construction)指的是國民經(jīng)濟中投資進行建筑、購置和安裝固定資產(chǎn)以及與此相聯(lián)系的其他經(jīng)濟活動。20世紀20年代初期，蘇聯(lián)開始使用這個術(shù)語，中華人民共和國建立以后，也采用這一術(shù)語。世界各國在對投資需求和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究當中，有很多經(jīng)濟增長顯然是由于投資上升決定的。在1986年至1990年世界72國的經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)中可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長率與投資率之間存在相關(guān)關(guān)系[2]。對于基本建設(shè)投資對經(jīng)濟增長的影響程度，以及它們之間的長期和短期關(guān)系，對于提高我國的投資效率，促進經(jīng)濟合理平穩(wěn)的發(fā)展將有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

現(xiàn)代經(jīng)濟周期理論一直認為投資的波動是經(jīng)濟波動的主要原因(Kydland Prescott，1982)。Aschauer(1989)發(fā)現(xiàn)，核心基礎(chǔ)設(shè)施對美國1945—1985年私人部門生產(chǎn)力的增長具有顯著的正相關(guān)性;Diamond(1989)發(fā)現(xiàn)，用于社會領(lǐng)域的基本建設(shè)支出與經(jīng)濟增長具有顯著的正相關(guān);EasterlyRebelo(1993)從100個國家1970—1988年數(shù)據(jù)和28個國家的歷史數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，政府的公共交通、通訊和教育投資與經(jīng)濟增長正相關(guān);Guptaetal(2005)通過對39個低收入國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)回歸分析后發(fā)現(xiàn)，那些將財政支出用于資本品(包括基礎(chǔ)設(shè)施)和非工資性質(zhì)的商品與服務(wù)的國家享有較高的經(jīng)濟增長率;Bassaninietal(2001)通過對 “經(jīng)合組織”21個國家1971—1998年的數(shù)據(jù)實證分析后發(fā)現(xiàn)政府投資對私人資本積累的影響并不顯著，但是政府能夠通過基本建設(shè)支出來改善投資環(huán)境，從而促進經(jīng)濟增長。80年代以來，工業(yè)發(fā)達國家經(jīng)濟增長相對緩慢，而我國經(jīng)濟卻取得了高速發(fā)展，這引起了國內(nèi)外學(xué)者對中國經(jīng)濟增長來源的關(guān)注，并做了一些有益的工作。Perkins、Dernberger、K.Chen的研究結(jié)果由于分析的范圍、方法、數(shù)據(jù)來源及處理等各方面的不同，計算的最終結(jié)果差異較大，但有一點是比較一致的，那就是中國經(jīng)濟增長主要是靠投資推動的，具有明顯的投資主導(dǎo)型特征[3]。

在國內(nèi)文獻中，郭慶旺、呂兵洋和張德勇(2003)在理論研究的基礎(chǔ)上對我國1978—2001年的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，檢驗結(jié)果顯示基本建設(shè)支出與經(jīng)濟增長呈顯著的正相關(guān)。

那么基本建設(shè)投資與GDP之間到底存在著什么樣的聯(lián)系?本文將從實證的角度來說明這個問題。

二、模型的設(shè)定

1. 平穩(wěn)性檢驗

在應(yīng)用傳統(tǒng)回歸分析時，一般要求時間序列是平穩(wěn)的，但實際的經(jīng)濟問題中數(shù)列都是非平穩(wěn)的，這樣會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，所以采用協(xié)整分析方法能夠避免偽回歸的發(fā)生。在進行協(xié)整分析前，首先要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，又稱為“單位根檢驗”，通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法(Augmented Dickey—Fuller Test)。在實踐中， ADF檢驗法較為通用，其模型如下。

模型1(無常數(shù)項、無趨勢項):

模型2(有常數(shù)項、無趨勢項):

模型3(有常數(shù)項、有趨勢項):

其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分。原假設(shè)為H0:P=1，即{yt}有一個單位根(非平穩(wěn))。T為時間趨勢因素。若ADF值小于Mackirmon臨界值，則序列是平穩(wěn)的，否則是不平穩(wěn)的。單位根檢驗的最佳滯后階數(shù)按照AIC (Akaike Informa-

tion Criterion)準則確定。

2. 變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗

對變量之間的協(xié)整檢驗有兩種方法，一個是Engle-Granger兩步法，另一個是Johansen檢驗法。前一種方法適合于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系，而后一種方法可用于檢驗多個變量之間的協(xié)整關(guān)系。由于本文研究的是基本建設(shè)投資與GDP這兩個變量之間的關(guān)系，所以將主要采用Engle-Granger兩步法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。

設(shè){yt}和{xt}均為I(1)變量，首先用最小二乘法(OLS)建立模型，進行協(xié)整回歸:

yt=β0+β1xt+ut(4)

其次對殘差■■做平穩(wěn)性檢驗，■■=y■-β■-■■x■。若殘差序列是平穩(wěn)的，則{yt}和{xt}存在(1，1)階協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系，否則就不存在協(xié)整關(guān)系。在存在協(xié)整關(guān)系的條件下，引入誤差項，建立如下誤差修正模型:

其中，ecm為誤差修正項，即協(xié)整方程中的殘差項■■。在誤差修正模型中，各個差分項反映了變量短期波動的影響。被解釋變量的波動可以分為兩部分:一部分是短期波動，一部分是長期均衡。

3. 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗證實了變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步檢驗。如果變量有助于預(yù)測Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行回歸時，如果再加上Y的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger因，否則稱為非Granger因。其檢驗?zāi)Ｐ蜑?

檢驗的零假設(shè)為:是Y的非Granger因，即:H0∶β1=β2■=βq=0，若零假設(shè)成立，則有:

令(6)式的殘差平方和為SSE0，(7)式的殘差平方和為 SSE1，則F= 應(yīng)服從自由度為(q，t-P-q-1)的F分布，其中T為樣本容量，P，q分別為Y和X的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)的確定，可根據(jù)AIC準則來確定。比較F統(tǒng)計量與臨界值的大小即可得檢驗結(jié)果。如果，F(xiàn)大于臨界值就拒絕零假設(shè)Ho: 是Y的非Granger因，換句話說，是Y的“Granger”原因。反之，若F小于臨界值，則不能拒絕零假設(shè)，這就意味著X不是Y的“Granger”原因。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)處理

本文選取基本建設(shè)投資和GDP兩個基本指標，樣本數(shù)據(jù)為1952—2005年，數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。其中，基本建設(shè)投資和GDP均為當年價格，JJTZ表示基本建設(shè)投資。因為數(shù)據(jù)可能存在異方差性，為使得模型的擬合效果更好，對各變量分別進行了取對數(shù)處理，取對數(shù)后的變量分別為LGDP和LJJTZ。

本文應(yīng)用Eviews5.0軟件進行分析，做出序列的折線圖，二者的變化趨勢如圖1。

圖1 LGDP和LJJTZ變化趨勢

從圖中可以看到，LGDP和LJJTZ具有大致相同的增長趨勢，二者變動方向比較一致，而且都表現(xiàn)出不平穩(wěn)的特性，說明兩者可能存在協(xié)整關(guān)系。

(二)E-G兩步法協(xié)整檢驗

本文應(yīng)用近年來廣泛使用的協(xié)整分析理論，對中國基本建設(shè)投資與GDP之間的關(guān)系進行協(xié)整分析和Granger因果關(guān)系檢驗，做ADF單位根檢驗，分析結(jié)果如表1。

由表1可以看出，兩變量的對數(shù)序列在5%和1%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的。因此，兩變量都服從一階單整，即LJJTZ~I(1)，LGDP~I(1)，具備進行協(xié)整分析的條件。

本文用變量LJJTZ和LGDP進行普通最小二乘回歸，建立回歸方程如下:

LGDP=0.1928+1.4496LJJTZ+et(8)

(0.4080) (18.5175)

R2=0.8683 ADR2=0.8658 S.E=0.6170 DW=0.3799 F=342.8963

從估計模型可以看出，基本建設(shè)投資(對數(shù))的系數(shù)值通過了t檢驗，而常數(shù)項t 檢驗不通過，說明常數(shù)項不顯著。由于上式中DW=0.3799，且通過自相關(guān)檢驗，模型存在自相關(guān)，因此需要對模型進行修正，本文通過加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素，建立如下模型進行修正:

LGDP=β0LJJZCt+β1LJJZCt-1+α0LGDPt-1+ut(9)

用軟件得出估計結(jié)果如下:

LGDP=0.1388LJJTZt-0.1782LJJTZt-1+

(3.9050)(-5.1322)

1.0375LGDPt-1+ut(10)

(61.7199)

R2=0.9984 ADR2=0.9983 S.E=0.0687

DW=1.5813

由上式可以看出經(jīng)過調(diào)整后各變量的t統(tǒng)計量都通過了顯著性檢驗，且由DW值檢驗可以看出基本消除了自相關(guān)，模型的擬合優(yōu)度較好。

可利用上式根據(jù)β=(β0+β1)/(1-α0)得出LJJTZ與LGDP之間的關(guān)系為:

LGDPt=1.0505LJJTZt+εt(11)

(11)式表明基本建設(shè)支出(對數(shù))變化1%時，會引起GDP(對數(shù))變化1.0505%，說明基本建設(shè)投資對GDP的彈性是大于1的。因此，基本建設(shè)投資的變化會對經(jīng)濟增長帶來更大的變化。然后，對回歸方程進行單位根檢驗，對(10)式的參差序列進行ADF單位根檢驗。令e=resid，然后對殘差序列進行單位根檢驗，由結(jié)果知殘差的ADF值為-3.276，小于1%顯著水平下的-2.6102，說明殘差序列是平穩(wěn)的，服從零階單整，即e~I(0)。殘差方程:

e=-0.3909et-1(12)

(-3.2760)

R2=0.1729 AR2=0.1729 DW=1.559

(三)誤差修正模型的建立

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量可以建立誤差修整模型。因為本文中LGDP和LJJTZ之間存在協(xié)整關(guān)系，所以可以通過建立修正模型進一步分析其間的關(guān)系。通過對各變量之后期的不同選擇與剔除，建立兩變量的誤差修正模型如下:

ΔLGDPt=0.1352ΔLJJTZt-0.1627ΔLJJTZt-1+

(4.6894) (-4.8540)

1.0342ΔLGDPt-1-0.3868ecmt-1(13)

(11.7692) (-2.6173)

R2=0.6173 ADR2=0.5896 DW=1.5407

在誤差修正模型中，各變量都通過了顯著性檢驗。誤差修正項系數(shù)為負，說明上一年的非均衡誤差以39%的比率對本年度的△LGDP作出反向修正。上面的模型中的實際值、擬合值和殘差序列如圖2:

圖2實際值、擬合值和殘差序列

從圖中可以看出模型的擬合效果較好。根據(jù)ECM修正模型，被解釋變量分為長期均衡和短期波動兩部分，短期波動由方程的差分項可得到，長期均衡從協(xié)整方程可以反映出來。

(四)基本建設(shè)投資與GDP之間的因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗可知，基本建設(shè)投資與GDP之間確實存在協(xié)整關(guān)系，故可對其進行Granger因果檢驗。檢驗結(jié)果見表2。

可見，短期內(nèi)基本建設(shè)投資變動一個單位，將會引起GDP變動0.1352個單位;我國GDP與固定資產(chǎn)投資序列均為一階單整，并且兩者間存在協(xié)整關(guān)系。這是因為一些生產(chǎn)性基本建設(shè)的投入使得相應(yīng)的上游產(chǎn)業(yè)快速增長，進而拉動經(jīng)濟的增長，這一點從近年來我國經(jīng)濟增長的主要原因是固定資產(chǎn)的大量投入，經(jīng)濟呈現(xiàn)兩位數(shù)增長上可以得到驗證;而t-1年基本建設(shè)投資變動1個單位會引起GDP反向變動0.1627個單位，原因是基本建設(shè)投資大多投入到基礎(chǔ)設(shè)施等具有外部效益的產(chǎn)業(yè)和部門，短期內(nèi)不但不能促進經(jīng)濟增長，反而會擠占私人投資和公共消費。上一年度的非均衡誤差以37%的比率對本年度(對數(shù))的財政支出的增量作出修正，這種修正的力度較大，能夠保證基本建設(shè)投資與GDP之間的協(xié)整關(guān)系(即長期均衡關(guān)系)的成立。

滯后1期，在1%的顯著水平下，基本建設(shè)投資與GDP之間存在雙向因果關(guān)系;滯后3期和4期，在5%的顯著水平下，基本建設(shè)投資和GDP之間存在雙向因果關(guān)系。這表明基本建設(shè)對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用是長期的，同時，基本建設(shè)投資會隨著經(jīng)濟的不斷上升而呈現(xiàn)擴大的趨勢。因此，國內(nèi)生產(chǎn)總值與基本建設(shè)投資互為格蘭杰原因。通過P值比較可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值是投資的格蘭杰原因的概率大于基本建設(shè)投資是國內(nèi)生產(chǎn)總值格蘭杰原因的概率。結(jié)合前面結(jié)論，我國投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系密切，且基本建設(shè)投資是維持經(jīng)濟增長的重要動力。但是，投資增加引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的幅度小于國內(nèi)生產(chǎn)總值增加引起投資增加的幅度。

(五)結(jié)果分析

上述實證分析表明，財政基本建設(shè)支出增加引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的幅度小于國內(nèi)生產(chǎn)總值增加引起投資增加的幅度，又一次說明了我國財政基本建設(shè)之處的績效有待于進一步增強。其原因在于過多地支持了競爭性、經(jīng)營性和生產(chǎn)性基建項目，偏離了公共財政的體制框架;對于公益性、基礎(chǔ)性和非生產(chǎn)性基建項目投資不足。

首先，基建支出項目投資管理主體多元化，權(quán)責不明晰。我國基本建設(shè)投資項目管理體制“各自為政，多頭管理”現(xiàn)象嚴重。國家計委、建設(shè)行政主管部門(包括鐵道、交通、民航等專業(yè)項目行政主管部門)、審計機關(guān)負責建設(shè)資金審計。資金使用部門作為建設(shè)單位又分為專業(yè)性很強的部門行政主管單位和“一次性業(yè)主”的房屋建筑工程的建設(shè)單位，如文化、教育等部門，建設(shè)單位對投資項目的企盼往往會導(dǎo)致“釣魚”工程、“三超”工程的出現(xiàn)。

其次，基本建設(shè)項目的預(yù)算編制不夠準確。一種是主觀上無意留下缺口;另一種是有意留下缺口;第三種是從設(shè)計看，現(xiàn)在尚未恢復(fù)由設(shè)計部門編制施工圖預(yù)算的制度，不少設(shè)計人員在施工圖階段不注意算經(jīng)濟帳，擅自提高設(shè)計標準，上級批準的設(shè)計預(yù)算對他們不起控制作用。

再次，主管部門、建設(shè)單位對建設(shè)成本核算不重視。以行政命令來代替基本建設(shè)成本管理制度，使建設(shè)單位的資金長期被施工單位占用而不能及時收回。工程量和預(yù)算額“就高不就低”的情況屢屢發(fā)生，給真實反映基本建設(shè)成本造成很大的偏差。

最后，政府工程采購監(jiān)控不得力，招投標制度還存在很多不完善的地方。招投標過程中的行政干預(yù)嚴重。政府投資項目管理組織模式不合理，存在“投資、建設(shè)、管理和使用”混為一體的現(xiàn)象;采購模式較為單一，以公開招標的模式為主分別選擇施工、監(jiān)理和材料設(shè)備供應(yīng)商。市場運行的規(guī)則不完善，法律、法規(guī)不健全。法制建設(shè)滯后，仍缺乏專門針對政府投資項目管理的法規(guī)。

四、結(jié)論與政策建議

基本建設(shè)投資固然可以促進增長，但是投資過大將會抑制居民消費率的提高，從而不利于經(jīng)濟增長。因此提出如下政策建議。

首先，慎用基本建設(shè)投資拉動經(jīng)濟增長的政策。從協(xié)整分析的結(jié)果來看，我國的基本建設(shè)投資遠沒達到預(yù)期的拉動效果。如果資金使用效益較低，增加投資就必然以增加貨幣發(fā)行為資金來源，雖然資金投入使經(jīng)濟一時增長較快，但是通貨膨脹的出現(xiàn)會導(dǎo)致滯漲，甚至影響社會穩(wěn)定。

其次，引導(dǎo)基本建設(shè)投資方向，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。由基本建設(shè)投資所帶動的相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對GDP的增長起到促進作用。例如，我國對一些經(jīng)濟瓶頸項目的投資，如煤、電、油、運輸?shù)龋铀倭诉@些行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對這些行業(yè)的產(chǎn)出起到了積極作用，從而拉動了GDP的增長。但是對于產(chǎn)能過剩的行業(yè)，應(yīng)當控制總產(chǎn)能不再增加，把主要精力用于調(diào)整產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，采取企業(yè)重組和“上大壓小”的方式，并尊重市場規(guī)律，把其中的高耗能、高污染的落后生產(chǎn)能力淘汰掉，促進產(chǎn)業(yè)升級，并把全國的能源消費總量和污染物排放總量減下來。

最后，完善管理體系，變政府直接管理為投資主體管理。首先就要確立投資市場主體。確立投資領(lǐng)域的主體市場，強化市場主體的自我約束，目的在于充分發(fā)揮市場機制的制約作用，改善微觀基礎(chǔ)，但要特別注意加強與宏觀調(diào)控作用的聯(lián)系，二者必須有機結(jié)合起來。規(guī)范管理范圍，變資金多頭管理為財政統(tǒng)籌管理。要明確資金的來源渠道，基本建設(shè)資金要按照規(guī)定足額存入財政專戶，實行統(tǒng)籌調(diào)度和撥付，加強基本建設(shè)財政財務(wù)管理，強化預(yù)算約束，防止以計劃代預(yù)算、重計劃輕預(yù)算的現(xiàn)象發(fā)生。

參 考 文 獻

[1]謝利. 投資成經(jīng)濟增長第一驅(qū)動力[N]. 金融時報，2009-06-19.

[2]南亮進. 日本的經(jīng)濟發(fā)展[M]. 北京:經(jīng)濟管理出版社，1992.

[3]鄭可可. 基本建設(shè)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析[J]. 合作經(jīng)濟與科技，2005，(3).

[責任編輯國勝鐵]

Analysis of Contribution of Investment in Capital Construction in the Growth of GDP of China

WANG Hong

(School of Management， Donghua Univesity， Shanghai 200051， China)

Abstract: This article adopts the co-integration analysis and Granger cause and effect test to analyze data of investment in capital construction in China. The result is that there is cause and effect relation between investment of capital construction and GDP and the former contributes significantly to the latter. Suggestions on policy are provided based on issues concerning investment in capital construction in China.

Key words: GDP; investment in capital construction; co-integration analysis; Granger cause and effect relation