浙江固定資產投資與經濟增長關系的實證分析

【摘 要】本文基于浙江省1992～2011年的經濟數據，利用經濟學原理和計量經濟學的經典回歸分析、協整分析以及格蘭杰因果檢驗的理論方法，實證研究分析了浙江省固定資產投資與經濟增長之間的關系。結果表明，浙江省農村固定資產投資與經濟增長之間存在著長期的均衡關系，在不同的滯后期，二者之間存在著一定的格蘭杰因果關系。

【關鍵詞】經典回歸分析；協整分析；格蘭杰因果檢驗

一、問題的提出

固定資產投資作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，在浙江經濟發展中占有非常重要的地位。1992年浙江省實際GDP為656.71億元，而2011年實際GDP高達6671.85億元，如此快得經濟增長速度離不開巨大的投資。在外需緊縮、居民消費難以啟動的情況下，如何正確處理好固定資產投資和經濟增長之間的關系就顯得尤為重要。

二、浙江城鎮固定資產投資與經濟增長關系的實證

本文選取浙江省1992～2011年的全社會固定資產投資作為固定資產投資的數據指標，用1992～2011年浙江省的實際GDP作為經濟增長的指標，對浙江省固定資產投資與經濟增長的關系進行實證分析。本文主要數據來源于中經網統計數據庫和（同方）中國統計年鑒，實際應用中的數據經過了1978年價格指數的平減。因為對數據取自然對數能使指數趨勢變成線性趨勢并且不會改變原始數據的協整關系，所以本文對原始數據進行了自然對數的變化。各變量含義如下：Yt表示浙江的實際GDP，Xt表示浙江的固定資產投資，其自然對數分別為LNYt和

LNXt。假設該模型的表達式為：LNYt=α+βLNXt+εt。其中α和β是兩個待估常數，εt為隨機擾動項。本文對數據的分析處理所使用的軟件是EViews6.0。

1.經典計量回歸分析。根據上文的模型假定，用普通最小二乘法得到如下的回歸結果：LN■t=1.756+0.963*LNXt（1），t：（29.475）（100.984），R2=0.998 D.W=0.413 s.e.=0.030 AIC=-4.063 SC=-3.963。R2=0.998說明上式的擬合情況較好，即LNYt變差的99.8%由變量LNXt解釋，進一步說明城鎮固定資產投資與

GDP呈現出正相關關系。s.e.較小，說明回歸效果很好（如圖1）。

本文接下來對回歸結果進行檢驗。顯著性檢驗。在α=0.05的顯著水平下自由度為18的t分布臨界值即t0.025（18）=2.09，因此α和β是兩個待估常數通過顯著性檢驗。自相關檢驗。由圖2可以初步判斷序列可能存在自相關。由Q統計量得：在α=0.05的顯著水平下，當Q統計量小于卡方統計量值的時候，那么接受原假設即殘差不存在序列自相關；當Q統計量大于卡方統計量值的時候，那么接受殘差存在序列自相關。

由滯后12期的殘差自相關表所得：x2=21.026小于Q統計量等于22.812，所以認為殘差存在序列自相關。因此對模型進行修正，加入ma（1）得到的回歸結果如下：LN■t=1.804+0.955*

LNXt+0.901*εt-1（2），R2=0.999 D.W=1.184 s.e.=0.018 AIC=

-5.084 SC=-4.934，再通過滯后12期的殘差自相關表所得：

x2（12）=21.026大于Q統計量等于10.614，所以認為模型（2）消除了自相關。異方差檢驗。依據懷特檢驗（White）原則可知：若TR2≤x2（3）時，則εt-具有同方差；若時，則存在異方差。因為在α=0.05的顯著水平下，自由度為3的卡方分布的值為7.815，并且該模型的TR2=7.068，所以模型不存在異方差性。

2.協整分析。經典的線性回歸模型通常假定序列是平穩的，但是時間序列可能是非平穩序列，因此對時間序列進行平穩性檢驗是必要的。時間序列平穩性檢驗常用的方法是單位根檢驗，常用的方法有ADF檢驗和PP檢驗，本文采用ADF檢驗。圖3是LNY和LNX的時序列圖。

由圖3可知，LNY和LNX變化趨勢基本相同，很可能存在協整關系。采用ADF檢驗法對變量進行單位根檢驗，結果如下表1所示：

由表1可知，序列▽LNY和▽LNX不存在單位根，為平穩序列，說明▽LNY與▽LNX均為一階單整序列。對于兩個非平穩的時間序列，若它們是同階單整的，則這兩個變量之間可能存在著協整關系，因此運用EG兩步法來檢驗LNY和LNX是否存在協整關系。第一步，建立協整回歸模型，也就是模型（1）。第二步，對模型（1）的殘差進行平穩性檢驗，如果殘差e平穩，則說明兩變量存在協整關系；如果殘差e不平穩，則說明兩變量不存在協整關系，也就是說明模型（1）是偽回歸。對殘差e進行單位根檢驗，結果如下表2所示：

由表2可得，浙江省固定資產投資與經濟增長之間存在協整關系，即二者存在長期的均衡關系，可以建立誤差修正模型，實際GDP如何圍繞長期均衡關系進行短期波動規律的揭示通過誤差修正模型來完成。首先建立最簡單模型ECMt-1：△LNY=f（C，△LNX，et-1）。估計結果如下：△LNY=-0.008+1.0548*△LNX-0.437*e（t-1），但是DW未能通過檢驗，應增大差分變量的滯后階數，重新建立誤差修正模型。抽象表示為△LNY=f（C，△LNYt-1，△LNX，△LNXt-1，et-2），經刪除t檢驗部不顯著的變量，最后的誤差修正模型（記為ECMt-2）估計結果如下：△LNYt=0.969*△LNXt-0.283*e（t-2）（3），t：（40.732）（-2.717），

R2=0.769=0.754 D.W=2.036 s.e.=0.012 AIC=-5.827。模型（1）反應了固定資產投資和經濟增長之間的長期關系，而模型（3）則說明了固定資產投資短期變化對經濟學增長的影響。誤差修正項et-2的系數為負數，符合相反修正機制，值為-0.283，模型對非均衡的修正速度是0.283。其經濟含義是當浙江的固定投資、經濟增長偏離均衡狀態時，模型（3）的經濟系統已這種偏離（誤差）的0.283倍強度在下一期朝著均衡點調整。為了檢驗浙江固定資產投資與經濟增長之間的因果關系，本文采用Granger因果檢驗法，檢驗結果見表3。當滯后期為1年時，LNX可以算是LNY的格蘭杰原因；當滯后期為5年時，LNY是LNX的格蘭杰原因。根據經濟學理論，投資會拉動GDP變動，GDP的增加也會加大投資，但表3反應的并沒有那么明顯，筆者認為這可能是樣本容量不夠大所導致的。

參 考 文 獻

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