“省會城市群經濟圈”固定資產投資 與經濟增長關系的動態分析

張蕊++郭曉梅

摘要：本文通過建立向量誤差修正模型，利用脈沖響應函數和方差分解來描述“省會城市群經濟圈”固定資產投資與經濟增長之間的動態相關性。分析表明：固定資產投資與經濟增長之間保持著長期穩定的均衡關系。因此，應該把發展固定資產投資作為實現經濟持續增長的重要基礎，保持經濟增長和固定資產投資協調發展。

關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；向量誤差修正模型

一、引言

城市經濟圈是區域發展的新模式，是現代區域經濟發展的重要現象，備受學術界關注。 “省會城市群經濟圈”，就是以省會濟南為核心，與周邊150公里范圍內的淄博、泰安、萊蕪、德州、聊城、濱州六市形成比較緊密的圈狀經濟區域。經濟圈占地52076平方公里，占全省總面積的34.8%，人口3368 萬人，占全省總人口的33.2%。“省會城群經濟圈”經濟總體實力顯著提高，2012年實現地區生產總值17912億元，占全省35.8%；固定資產投資10070 億元，占全省33.%；2013年實現生產總值19459.8億元，對全省經濟增長的貢獻率為33.9%。通過VEC模型，以“省會城市群經濟圈”為例，研究固定資產投資與經濟增長之間的關系，這將對區域一體化起到十分重要的作用。

二、變量的選取與數據說明

本文選取的變量為年度數據，樣本區間為1994-2013年，經濟增長選取國內生產總值（GDP）作為指標，數據來源于《山東統計年鑒，1994-2012》和2013年山東省和各市國民經濟和社會發展統計公報。數據詳見表1。

表1 省會城市群經濟圈的GDP與固定資產投資 （單位：億元）

為了消除物價和通貨膨脹因素的影響，居民消費價格指數以1990=100為基期，通過名義的GDP除以居民消費價格指數獲得實際的GDP。固定資產投資投資（In）除以固定資產投資價格指數（1994=100）,換算成實際的固定資產投資。為了消除數據存在的異方差，使數據具有一定的可比性，考慮到取對數并不改變數據之間的關系，在對以上變量平穩性檢驗前都進行對數化處理，即LnGDP和LnIn表示經對數變換后的變量。

三、模型分析

（一）ADF單位根檢驗。分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，需要對經濟變量進行平穩性檢驗。變經濟變量LnGDP和LnIn的平穩性檢驗結果見表2。

檢驗結果顯示，ADF檢驗值分別為-2.7399和-1.3012，都大于對應的5%顯著水平下的臨界值，接受變量非平穩的原假設，即LnGDP和LnIn都是非平穩的時間序列。經過一階差分以后，ADF檢驗值分別為-7.4434和-3.6724，都小于臨界值（-3.

0404），拒絕非平穩的原假設，即d（LnGDP）和d(LnIn)均為平穩序列，即一階單整序列，可以進行協整分析。

表2變量的ADF單位根檢驗

注：檢驗類型c和t表示含有常數項和趨勢項，k為滯后階數。

（二）協整檢驗與向量誤差修正模型（VEC）。以VAR模型為基礎對LnGDP和LnIn進行協整關系的檢驗。首先利用AIC信息準則和SC信息準則來確定滯后階數，當最大滯后階數取

1時，AIC和SC均達到最小值，分別為-10.34282和-10.04875。

利用Johansen Test檢驗協整關系，Trace統計量檢驗顯示，當秩的個數為0時，秩統計量為20.875，大于5%顯著水平下的臨界值（15.495），并且P值小于0.05，所以拒絕不存在協整關系的原假設；當秩個數為1時，秩統計量為1.601，小于5%顯著水平下的臨界值（3.841），并且P值大于0.05，所以接受存在一個協整關系的原假設，即變量LnGDP和LnIn之間存在長期協整關系。

協整關系反映變量之間的長期穩定趨勢，標準化后的長期協整關系如下：

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078 （1）

方程（1）表明，固定資產投資每增長1%，將拉動GDP增長0.632%,固定資產投資對GDP的彈性為0.632。對序列ecm進行單位根檢驗，結果顯示是平穩序列。與（1）相對應，LnGDP和LnIn僅存在一個協整關系，建立VEC模型，將LnGDP和LnIn滯后1期的值作為內生變量，模型估計結果見以下方程（2）、（3）：

ΔLnGDPt= -0.5364*ecmt-0.0548*ΔLnGDPt-1+0.3065*

ΔLnInt-1+0.0567（2）

（-3.6455）（-0.5842） （-0.3950）（7.1684）

ΔLnInt = -0.1575*ecmt-0.1012*ΔLnGDPt-1+0.0782*

ΔLnInt-1+0.0733 （3）

（-0.2265）（-0.2284） （ 0.1789）（1.9962）

R-squared=0.7409，AIC=-6.237095，SC=-6.039234

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078

方程（2）和（3）括號內的數據為t統計量檢驗值，所估計的系數絕大部分在統計上顯著。VEC模型對應的AIC（-6.237095）和SC（-6.039234）都非常小，可以判斷模型的整體效果較理想。

ecmt系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，ecmt系數的大小，表明長期均衡誤差對ΔLnGDPt和ΔLnInt的調整速度的快慢；深層經濟含義表明固定資產投資與經濟增長的長期協調性對經濟增長的影響較大，而對固定資產投資的影響較小。

（三）脈沖效應函數分析。脈沖響應函數描述每一個內生變量對誤差的反應，即在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，對內生變量的當期值和未來值產生影響。由于篇幅的限制，本文只分析固定資產投資和經濟增長的脈沖響應合并圖（見圖1和圖2）。

圖1 LnGDP的脈沖響應合并圖圖2 LnIn的脈沖響應合并圖

從圖1可以看出，經濟增長對固定資產投資一個標準差新息的反應最為激烈，在開始的1-4年內，對經濟增長產生激烈的正向影響，此后固定資產投資對經濟增長的正向沖擊效應趨于穩定。長期來看，固定資產投資對經濟增長產生持續的、高強度的正效應。因此，固定資產投資是一項長期任務，而且投資力度有待進一步加強。

從圖2可以看出，固定資產投資對經濟增長的一個標準差新息的響應在第1期后持續上升，并保持穩定的正面沖擊效應持續下去，這說明經濟增長與固定資產投資呈正相關關系，同時也說明了經濟增長促進固定資產投資的發展。

（四）方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解的結果見圖3和圖4。

圖3 LnGDP的方差分解 圖4 LnIn的方差分解

從圖3和圖4方差分解的結果看，LnGDP的增長較大部分可以由自己的新息來解釋，其中最低達到56.49%，固定資產投資的變動從第2期開始影響經濟增長，初始效果比較好，隨后不斷增強。LnIn的增長的少部分可以由自己的新息來解釋，其中最高達37.71%,前10期經濟增長對固定資產投資解釋的最多。通過分析，固定資產投資對經濟增長產生顯著的推動作用，因此，省會城市群經濟圈還需要保持固定資產投資的總量增長。

四、結論和政策建議

通過對省會城市群經濟圈1994-2013年GDP和固定資產投資統計數據的實證分析，我們可以知道，經過對數變換后的經濟增長與固定資產投資經過一階差分后為平穩序列，并且它們之間存在協整關系，在此基礎上建立向量誤差修正模型；進一步通過脈沖響應函數和方差分解分析經濟增長與固定資產投資之間的交互影響和響應路徑。分析結果表明：從長期看，經濟增長與固定資產投資存在長期均衡關系；短期內，固定資產投資與經濟增長呈現較強的正向交互影響，這說明固定資產投資對經濟增長產生重要的推動作用。脈沖響應表明，固定資產投資對新息的響應要遠大于經濟增長。方差分解表明，一個單位標準差的固定資產投資沖擊對經濟增長所起的作用持續增強，對經濟增長的貢獻度是逐年增加的。

以上分析表明，保持固定資產投資與經濟增長之間的長期協調性非常關鍵。長期看，固定資產投資對經濟增長產生正向交互影響，強度較強且持續穩定。所以，省會城市群經濟圈在未來的發展過程中要保持固定資產投資的適度規模，強化固定資產投資的導向政策，完善區域經濟一體化背景下的固定資產投資政策，嚴格控制重復建設，以固定資產投資引導產業結構調整和升級，壯大優勢產業集群，實現經濟的可持續發展。

參考文獻：

[1] 易丹輝主編.數據分析與 Eviews 應用[ M].北京:中國統計出版社,2002-10

[2] 苗建軍，張林輝.投資與區域經濟增長及其誤差修正.[J]軟科學，2007（1）

[3] 李紅松.固定資產投資與經濟增長關系的地區差異比較[J].生產力研究,2004(5)

[4] 郭國峰,劉孟暉.固定資產投資與經濟增長關系探究：來自平行數據的證據[J].統計研究, 2006.(12)

endprint

摘要：本文通過建立向量誤差修正模型，利用脈沖響應函數和方差分解來描述“省會城市群經濟圈”固定資產投資與經濟增長之間的動態相關性。分析表明：固定資產投資與經濟增長之間保持著長期穩定的均衡關系。因此，應該把發展固定資產投資作為實現經濟持續增長的重要基礎，保持經濟增長和固定資產投資協調發展。

關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；向量誤差修正模型

一、引言

城市經濟圈是區域發展的新模式，是現代區域經濟發展的重要現象，備受學術界關注。 “省會城市群經濟圈”，就是以省會濟南為核心，與周邊150公里范圍內的淄博、泰安、萊蕪、德州、聊城、濱州六市形成比較緊密的圈狀經濟區域。經濟圈占地52076平方公里，占全省總面積的34.8%，人口3368 萬人，占全省總人口的33.2%。“省會城群經濟圈”經濟總體實力顯著提高，2012年實現地區生產總值17912億元，占全省35.8%；固定資產投資10070 億元，占全省33.%；2013年實現生產總值19459.8億元，對全省經濟增長的貢獻率為33.9%。通過VEC模型，以“省會城市群經濟圈”為例，研究固定資產投資與經濟增長之間的關系，這將對區域一體化起到十分重要的作用。

二、變量的選取與數據說明

本文選取的變量為年度數據，樣本區間為1994-2013年，經濟增長選取國內生產總值（GDP）作為指標，數據來源于《山東統計年鑒，1994-2012》和2013年山東省和各市國民經濟和社會發展統計公報。數據詳見表1。

表1 省會城市群經濟圈的GDP與固定資產投資 （單位：億元）

為了消除物價和通貨膨脹因素的影響，居民消費價格指數以1990=100為基期，通過名義的GDP除以居民消費價格指數獲得實際的GDP。固定資產投資投資（In）除以固定資產投資價格指數（1994=100）,換算成實際的固定資產投資。為了消除數據存在的異方差，使數據具有一定的可比性，考慮到取對數并不改變數據之間的關系，在對以上變量平穩性檢驗前都進行對數化處理，即LnGDP和LnIn表示經對數變換后的變量。

三、模型分析

（一）ADF單位根檢驗。分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，需要對經濟變量進行平穩性檢驗。變經濟變量LnGDP和LnIn的平穩性檢驗結果見表2。

檢驗結果顯示，ADF檢驗值分別為-2.7399和-1.3012，都大于對應的5%顯著水平下的臨界值，接受變量非平穩的原假設，即LnGDP和LnIn都是非平穩的時間序列。經過一階差分以后，ADF檢驗值分別為-7.4434和-3.6724，都小于臨界值（-3.

0404），拒絕非平穩的原假設，即d（LnGDP）和d(LnIn)均為平穩序列，即一階單整序列，可以進行協整分析。

表2變量的ADF單位根檢驗

注：檢驗類型c和t表示含有常數項和趨勢項，k為滯后階數。

（二）協整檢驗與向量誤差修正模型（VEC）。以VAR模型為基礎對LnGDP和LnIn進行協整關系的檢驗。首先利用AIC信息準則和SC信息準則來確定滯后階數，當最大滯后階數取

1時，AIC和SC均達到最小值，分別為-10.34282和-10.04875。

利用Johansen Test檢驗協整關系，Trace統計量檢驗顯示，當秩的個數為0時，秩統計量為20.875，大于5%顯著水平下的臨界值（15.495），并且P值小于0.05，所以拒絕不存在協整關系的原假設；當秩個數為1時，秩統計量為1.601，小于5%顯著水平下的臨界值（3.841），并且P值大于0.05，所以接受存在一個協整關系的原假設，即變量LnGDP和LnIn之間存在長期協整關系。

協整關系反映變量之間的長期穩定趨勢，標準化后的長期協整關系如下：

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078 （1）

方程（1）表明，固定資產投資每增長1%，將拉動GDP增長0.632%,固定資產投資對GDP的彈性為0.632。對序列ecm進行單位根檢驗，結果顯示是平穩序列。與（1）相對應，LnGDP和LnIn僅存在一個協整關系，建立VEC模型，將LnGDP和LnIn滯后1期的值作為內生變量，模型估計結果見以下方程（2）、（3）：

ΔLnGDPt= -0.5364*ecmt-0.0548*ΔLnGDPt-1+0.3065*

ΔLnInt-1+0.0567（2）

（-3.6455）（-0.5842） （-0.3950）（7.1684）

ΔLnInt = -0.1575*ecmt-0.1012*ΔLnGDPt-1+0.0782*

ΔLnInt-1+0.0733 （3）

（-0.2265）（-0.2284） （ 0.1789）（1.9962）

R-squared=0.7409，AIC=-6.237095，SC=-6.039234

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078

方程（2）和（3）括號內的數據為t統計量檢驗值，所估計的系數絕大部分在統計上顯著。VEC模型對應的AIC（-6.237095）和SC（-6.039234）都非常小，可以判斷模型的整體效果較理想。

ecmt系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，ecmt系數的大小，表明長期均衡誤差對ΔLnGDPt和ΔLnInt的調整速度的快慢；深層經濟含義表明固定資產投資與經濟增長的長期協調性對經濟增長的影響較大，而對固定資產投資的影響較小。

（三）脈沖效應函數分析。脈沖響應函數描述每一個內生變量對誤差的反應，即在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，對內生變量的當期值和未來值產生影響。由于篇幅的限制，本文只分析固定資產投資和經濟增長的脈沖響應合并圖（見圖1和圖2）。

圖1 LnGDP的脈沖響應合并圖圖2 LnIn的脈沖響應合并圖

從圖1可以看出，經濟增長對固定資產投資一個標準差新息的反應最為激烈，在開始的1-4年內，對經濟增長產生激烈的正向影響，此后固定資產投資對經濟增長的正向沖擊效應趨于穩定。長期來看，固定資產投資對經濟增長產生持續的、高強度的正效應。因此，固定資產投資是一項長期任務，而且投資力度有待進一步加強。

從圖2可以看出，固定資產投資對經濟增長的一個標準差新息的響應在第1期后持續上升，并保持穩定的正面沖擊效應持續下去，這說明經濟增長與固定資產投資呈正相關關系，同時也說明了經濟增長促進固定資產投資的發展。

（四）方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解的結果見圖3和圖4。

圖3 LnGDP的方差分解 圖4 LnIn的方差分解

從圖3和圖4方差分解的結果看，LnGDP的增長較大部分可以由自己的新息來解釋，其中最低達到56.49%，固定資產投資的變動從第2期開始影響經濟增長，初始效果比較好，隨后不斷增強。LnIn的增長的少部分可以由自己的新息來解釋，其中最高達37.71%,前10期經濟增長對固定資產投資解釋的最多。通過分析，固定資產投資對經濟增長產生顯著的推動作用，因此，省會城市群經濟圈還需要保持固定資產投資的總量增長。

四、結論和政策建議

通過對省會城市群經濟圈1994-2013年GDP和固定資產投資統計數據的實證分析，我們可以知道，經過對數變換后的經濟增長與固定資產投資經過一階差分后為平穩序列，并且它們之間存在協整關系，在此基礎上建立向量誤差修正模型；進一步通過脈沖響應函數和方差分解分析經濟增長與固定資產投資之間的交互影響和響應路徑。分析結果表明：從長期看，經濟增長與固定資產投資存在長期均衡關系；短期內，固定資產投資與經濟增長呈現較強的正向交互影響，這說明固定資產投資對經濟增長產生重要的推動作用。脈沖響應表明，固定資產投資對新息的響應要遠大于經濟增長。方差分解表明，一個單位標準差的固定資產投資沖擊對經濟增長所起的作用持續增強，對經濟增長的貢獻度是逐年增加的。

以上分析表明，保持固定資產投資與經濟增長之間的長期協調性非常關鍵。長期看，固定資產投資對經濟增長產生正向交互影響，強度較強且持續穩定。所以，省會城市群經濟圈在未來的發展過程中要保持固定資產投資的適度規模，強化固定資產投資的導向政策，完善區域經濟一體化背景下的固定資產投資政策，嚴格控制重復建設，以固定資產投資引導產業結構調整和升級，壯大優勢產業集群，實現經濟的可持續發展。

參考文獻：

[1] 易丹輝主編.數據分析與 Eviews 應用[ M].北京:中國統計出版社,2002-10

[2] 苗建軍，張林輝.投資與區域經濟增長及其誤差修正.[J]軟科學，2007（1）

[3] 李紅松.固定資產投資與經濟增長關系的地區差異比較[J].生產力研究,2004(5)

[4] 郭國峰,劉孟暉.固定資產投資與經濟增長關系探究：來自平行數據的證據[J].統計研究, 2006.(12)

endprint

摘要：本文通過建立向量誤差修正模型，利用脈沖響應函數和方差分解來描述“省會城市群經濟圈”固定資產投資與經濟增長之間的動態相關性。分析表明：固定資產投資與經濟增長之間保持著長期穩定的均衡關系。因此，應該把發展固定資產投資作為實現經濟持續增長的重要基礎，保持經濟增長和固定資產投資協調發展。

關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；向量誤差修正模型

一、引言

城市經濟圈是區域發展的新模式，是現代區域經濟發展的重要現象，備受學術界關注。 “省會城市群經濟圈”，就是以省會濟南為核心，與周邊150公里范圍內的淄博、泰安、萊蕪、德州、聊城、濱州六市形成比較緊密的圈狀經濟區域。經濟圈占地52076平方公里，占全省總面積的34.8%，人口3368 萬人，占全省總人口的33.2%。“省會城群經濟圈”經濟總體實力顯著提高，2012年實現地區生產總值17912億元，占全省35.8%；固定資產投資10070 億元，占全省33.%；2013年實現生產總值19459.8億元，對全省經濟增長的貢獻率為33.9%。通過VEC模型，以“省會城市群經濟圈”為例，研究固定資產投資與經濟增長之間的關系，這將對區域一體化起到十分重要的作用。

二、變量的選取與數據說明

本文選取的變量為年度數據，樣本區間為1994-2013年，經濟增長選取國內生產總值（GDP）作為指標，數據來源于《山東統計年鑒，1994-2012》和2013年山東省和各市國民經濟和社會發展統計公報。數據詳見表1。

表1 省會城市群經濟圈的GDP與固定資產投資 （單位：億元）

為了消除物價和通貨膨脹因素的影響，居民消費價格指數以1990=100為基期，通過名義的GDP除以居民消費價格指數獲得實際的GDP。固定資產投資投資（In）除以固定資產投資價格指數（1994=100）,換算成實際的固定資產投資。為了消除數據存在的異方差，使數據具有一定的可比性，考慮到取對數并不改變數據之間的關系，在對以上變量平穩性檢驗前都進行對數化處理，即LnGDP和LnIn表示經對數變換后的變量。

三、模型分析

（一）ADF單位根檢驗。分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，需要對經濟變量進行平穩性檢驗。變經濟變量LnGDP和LnIn的平穩性檢驗結果見表2。

檢驗結果顯示，ADF檢驗值分別為-2.7399和-1.3012，都大于對應的5%顯著水平下的臨界值，接受變量非平穩的原假設，即LnGDP和LnIn都是非平穩的時間序列。經過一階差分以后，ADF檢驗值分別為-7.4434和-3.6724，都小于臨界值（-3.

0404），拒絕非平穩的原假設，即d（LnGDP）和d(LnIn)均為平穩序列，即一階單整序列，可以進行協整分析。

表2變量的ADF單位根檢驗

注：檢驗類型c和t表示含有常數項和趨勢項，k為滯后階數。

（二）協整檢驗與向量誤差修正模型（VEC）。以VAR模型為基礎對LnGDP和LnIn進行協整關系的檢驗。首先利用AIC信息準則和SC信息準則來確定滯后階數，當最大滯后階數取

1時，AIC和SC均達到最小值，分別為-10.34282和-10.04875。

利用Johansen Test檢驗協整關系，Trace統計量檢驗顯示，當秩的個數為0時，秩統計量為20.875，大于5%顯著水平下的臨界值（15.495），并且P值小于0.05，所以拒絕不存在協整關系的原假設；當秩個數為1時，秩統計量為1.601，小于5%顯著水平下的臨界值（3.841），并且P值大于0.05，所以接受存在一個協整關系的原假設，即變量LnGDP和LnIn之間存在長期協整關系。

協整關系反映變量之間的長期穩定趨勢，標準化后的長期協整關系如下：

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078 （1）

方程（1）表明，固定資產投資每增長1%，將拉動GDP增長0.632%,固定資產投資對GDP的彈性為0.632。對序列ecm進行單位根檢驗，結果顯示是平穩序列。與（1）相對應，LnGDP和LnIn僅存在一個協整關系，建立VEC模型，將LnGDP和LnIn滯后1期的值作為內生變量，模型估計結果見以下方程（2）、（3）：

ΔLnGDPt= -0.5364*ecmt-0.0548*ΔLnGDPt-1+0.3065*

ΔLnInt-1+0.0567（2）

（-3.6455）（-0.5842） （-0.3950）（7.1684）

ΔLnInt = -0.1575*ecmt-0.1012*ΔLnGDPt-1+0.0782*

ΔLnInt-1+0.0733 （3）

（-0.2265）（-0.2284） （ 0.1789）（1.9962）

R-squared=0.7409，AIC=-6.237095，SC=-6.039234

ecmt=LnGDPt-0.6320*LnInt-1.4078

方程（2）和（3）括號內的數據為t統計量檢驗值，所估計的系數絕大部分在統計上顯著。VEC模型對應的AIC（-6.237095）和SC（-6.039234）都非常小，可以判斷模型的整體效果較理想。

ecmt系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，ecmt系數的大小，表明長期均衡誤差對ΔLnGDPt和ΔLnInt的調整速度的快慢；深層經濟含義表明固定資產投資與經濟增長的長期協調性對經濟增長的影響較大，而對固定資產投資的影響較小。

（三）脈沖效應函數分析。脈沖響應函數描述每一個內生變量對誤差的反應，即在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，對內生變量的當期值和未來值產生影響。由于篇幅的限制，本文只分析固定資產投資和經濟增長的脈沖響應合并圖（見圖1和圖2）。

圖1 LnGDP的脈沖響應合并圖圖2 LnIn的脈沖響應合并圖

從圖1可以看出，經濟增長對固定資產投資一個標準差新息的反應最為激烈，在開始的1-4年內，對經濟增長產生激烈的正向影響，此后固定資產投資對經濟增長的正向沖擊效應趨于穩定。長期來看，固定資產投資對經濟增長產生持續的、高強度的正效應。因此，固定資產投資是一項長期任務，而且投資力度有待進一步加強。

從圖2可以看出，固定資產投資對經濟增長的一個標準差新息的響應在第1期后持續上升，并保持穩定的正面沖擊效應持續下去，這說明經濟增長與固定資產投資呈正相關關系，同時也說明了經濟增長促進固定資產投資的發展。

（四）方差分解分析。方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解的結果見圖3和圖4。

圖3 LnGDP的方差分解 圖4 LnIn的方差分解

從圖3和圖4方差分解的結果看，LnGDP的增長較大部分可以由自己的新息來解釋，其中最低達到56.49%，固定資產投資的變動從第2期開始影響經濟增長，初始效果比較好，隨后不斷增強。LnIn的增長的少部分可以由自己的新息來解釋，其中最高達37.71%,前10期經濟增長對固定資產投資解釋的最多。通過分析，固定資產投資對經濟增長產生顯著的推動作用，因此，省會城市群經濟圈還需要保持固定資產投資的總量增長。

四、結論和政策建議

通過對省會城市群經濟圈1994-2013年GDP和固定資產投資統計數據的實證分析，我們可以知道，經過對數變換后的經濟增長與固定資產投資經過一階差分后為平穩序列，并且它們之間存在協整關系，在此基礎上建立向量誤差修正模型；進一步通過脈沖響應函數和方差分解分析經濟增長與固定資產投資之間的交互影響和響應路徑。分析結果表明：從長期看，經濟增長與固定資產投資存在長期均衡關系；短期內，固定資產投資與經濟增長呈現較強的正向交互影響，這說明固定資產投資對經濟增長產生重要的推動作用。脈沖響應表明，固定資產投資對新息的響應要遠大于經濟增長。方差分解表明，一個單位標準差的固定資產投資沖擊對經濟增長所起的作用持續增強，對經濟增長的貢獻度是逐年增加的。

以上分析表明，保持固定資產投資與經濟增長之間的長期協調性非常關鍵。長期看，固定資產投資對經濟增長產生正向交互影響，強度較強且持續穩定。所以，省會城市群經濟圈在未來的發展過程中要保持固定資產投資的適度規模，強化固定資產投資的導向政策，完善區域經濟一體化背景下的固定資產投資政策，嚴格控制重復建設，以固定資產投資引導產業結構調整和升級，壯大優勢產業集群，實現經濟的可持續發展。

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