固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的效應(yīng)分析——以四川省為例

□晏正春 周 璐

一、引言

投資是對(duì)經(jīng)濟(jì)的一種需求，但其產(chǎn)生的供給推動(dòng)作用則需要一段時(shí)間才能發(fā)揮出來(lái)，這是因?yàn)樯a(chǎn)性固定資產(chǎn)必須投入生產(chǎn)過(guò)程中，與流動(dòng)資金相結(jié)合創(chuàng)造勞動(dòng)所必需的資料，通過(guò)勞動(dòng)生產(chǎn)出產(chǎn)品，再供給給社會(huì)，形成生產(chǎn)能力這過(guò)程需要一段的時(shí)間來(lái)完成。因此，從供給的角度可以看出，固定資產(chǎn)投資的滯后效應(yīng)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。只有投資需求和投資供給相互協(xié)調(diào)時(shí)，投資需求才對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生“乘數(shù)”增長(zhǎng)效應(yīng)。顯然，投資不足或投資膨脹，都會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響。固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響一直備受業(yè)界人士高度關(guān)注。2008年英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家格蘭特在《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與商業(yè)周期》一書中提到，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)中高增長(zhǎng)率總是與高投資水平相關(guān);2012年俞越在《中國(guó)投資的時(shí)滯效應(yīng)分析》一文中，選取1980～2010年中國(guó)固定資產(chǎn)投資總額數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性并建立自回歸移動(dòng)平均模型(ARMA)模型，最后得出了中國(guó)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體影響形式;2011年雷陽(yáng)、張杰在《烏魯木齊市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整分析》中，選取烏魯木齊市1990～2010年來(lái)相關(guān)數(shù)據(jù)，采用簡(jiǎn)單線性回歸分析模型，并從因果分析、協(xié)整檢驗(yàn)等幾個(gè)方面進(jìn)行了模型檢驗(yàn)，得到誤差修正模型，證實(shí)了FAI 和GDP 兩變量之間存在相互的因果關(guān)系和長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。筆者認(rèn)為，合理利用固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生本期的拉動(dòng)作用和滯后的推動(dòng)作用，使投資需求和投資供給協(xié)調(diào)發(fā)展，才能有效地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定高速地增長(zhǎng)，從而實(shí)現(xiàn)投資效益的最大化。

二、四川省固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)分析

近年來(lái)，四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向由經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，總量日益擴(kuò)大，結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全面性、協(xié)調(diào)性和可持續(xù)性明顯增強(qiáng)。四川省固定資產(chǎn)投資規(guī)模由1990年的163 億元增加到2013年的21，049 億元，增長(zhǎng)了129 倍，年均增長(zhǎng)23．5%。與此同時(shí)，四川省GDP 由1990年的891 億元增加到2013年的26，261 億元，增長(zhǎng)了近30 倍，年均增長(zhǎng)15．8%。可以看出，伴隨著固定資產(chǎn)投資規(guī)模的不斷增長(zhǎng)，四川省GDP 逐年攀升。

(一)模型建立。從1990～2013年四川省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 和固定資產(chǎn)投資FAI 兩個(gè)變量的散點(diǎn)圖來(lái)看，呈現(xiàn)為較強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系，適用線性回歸模型進(jìn)行描述和解釋。為分析固定資產(chǎn)投資對(duì)其帶動(dòng)作用，建立如下簡(jiǎn)單線性回歸模型:

其中，Y 為地區(qū)生產(chǎn)總值GDP，X 為固定資產(chǎn)投資規(guī)模FAI，β1為常數(shù)，β2為固定資產(chǎn)投資彈性系數(shù)，u 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，t 取值為1，2，3．．．．．．24。

(二)參數(shù)估計(jì)。用最小二乘法OLS 進(jìn)行估計(jì)參數(shù)，得到計(jì)算輸出結(jié)果如表1。

由表1 分析結(jié)果可看得出模型:

可決系數(shù)R2為0．98 ，這表明所建立的模型總體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好;F=950．14 ＞F0．05(1，22)=4．30，說(shuō)明回歸方程顯著;估計(jì)的回歸系數(shù)β1、β2的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t 值在0．05 顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)生產(chǎn)增長(zhǎng)存在顯著性影響。

表1 1990～2013年四川省GDP 和FAI 回歸分析結(jié)果

(三)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)性檢驗(yàn)。由表1 知，模型中DW =1．11，DW ＜dL=1．27，表明固定資產(chǎn)投資規(guī)模模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在正相關(guān)關(guān)系。殘差的變動(dòng)有規(guī)律性，表現(xiàn)為持續(xù)為正和持續(xù)為負(fù)，顯然殘差存在一階正自相關(guān)，模型中T 和F 統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不具有可信性，需要消除隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在自相關(guān)問(wèn)題。

對(duì)原模型采用廣義差分，可得回歸方程為:

在給定0．05 的顯著性水平下，模型中DW=1．62，DW ＞du=1．437，說(shuō)明在0．05 顯著性水平下廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。

由差分方程式有:

由此，得到最終的模型方程為:

Yt=2419．08659 +1．154649Xt

由模型方程可知，固定資產(chǎn)投資規(guī)模每增加1 元，平均說(shuō)來(lái)將導(dǎo)致地區(qū)生產(chǎn)總值增加1．154649 元。

模型經(jīng)過(guò)加權(quán)最小二乘法消除異方差后，參數(shù)T 統(tǒng)計(jì)和F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均顯著，并說(shuō)明固定資產(chǎn)投資規(guī)模FAI 每增加1 元，平均說(shuō)來(lái)將導(dǎo)致地區(qū)生產(chǎn)總值GDP 提高2．495491 元。可以看出四川省固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用非常突出明顯。

表2 回歸結(jié)果

三、四川省固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后效應(yīng)分析

為了探索受時(shí)滯因素影響下的兩變量之間的變化規(guī)律，需要在回歸模型中引入滯后變量進(jìn)行分析。利用阿爾蒙法估計(jì)如下有限分布滯后模型:

以上為滯后變量的線性組合變量，利用最小二乘法得到分析結(jié)果如表2。由表2 可知，R =0．9843，修正可決系數(shù)為0．981529，顯示出所建立的模型對(duì)樣本的擬合度較好;F =355．2634 ＞F0．05(4．16)=3．01，說(shuō)明回歸方程顯著，即“本期固定資產(chǎn)投資”、“滯后一期固定資產(chǎn)投資”、“滯后兩期固定資產(chǎn)投資”、“滯后三期固定資產(chǎn)投資”四個(gè)變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“地區(qū)生產(chǎn)總值”有顯著影響。

Z0、Z1、Z2對(duì)應(yīng)的系數(shù)分別為α0、α1、α2的估計(jì)值α0、α1、α2。把它們代入分布滯后系數(shù)的阿爾蒙多項(xiàng)式中，可以計(jì)算出β0、β1、β2、β3的估計(jì)值。阿爾蒙法分布滯后模型的最終估計(jì)式為:

由上式可看出，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在滯后兩期后仍然存在。本期固定資產(chǎn)投資額每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值將增加0．134769%，;且滯后一期固定資產(chǎn)投資每增加1%，本期地區(qū)生產(chǎn)總值增加0．824631%;滯后兩期固定資產(chǎn)投資每增加1%，本期地區(qū)生產(chǎn)總值增加0．544025%;滯后三期固定資產(chǎn)投資每增加1%，本期地區(qū)生產(chǎn)總值減少0．70705%，隨著滯后期數(shù)的增加，固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的滯后效應(yīng)先遞強(qiáng)后變?nèi)醭市停粗衅谛?yīng)最強(qiáng)，近期效應(yīng)次之，遠(yuǎn)期效應(yīng)最弱。

四、結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)實(shí)證分析了四川省固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)效應(yīng)，證實(shí)了兩變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即固定資產(chǎn)投資規(guī)模的持續(xù)加大，拉動(dòng)了四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);反之，將對(duì)四川省地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生制約作用。四川省固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)滯作用總體上顯著，屬于型滯后結(jié)構(gòu)，說(shuō)明投資的作用時(shí)期較長(zhǎng)，并不是本階段就完全發(fā)揮，即本階段和滯后兩期固定資產(chǎn)投資對(duì)其產(chǎn)生的影響并不是很明顯，而滯后一期固定資產(chǎn)投資對(duì)其產(chǎn)生的影響最明顯。滯后三期以后，沒(méi)有影響或影響為負(fù)。在它產(chǎn)生滯后效應(yīng)的同時(shí)，會(huì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著反向制約的作用，證實(shí)了固定資產(chǎn)投資確實(shí)存在著擠占效應(yīng)。就長(zhǎng)期發(fā)展來(lái)說(shuō)，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域確實(shí)存在著一個(gè)最佳投資增長(zhǎng)率，過(guò)大或者過(guò)小都不好，而是一個(gè)量與質(zhì)的合理搭配。固定資產(chǎn)投資規(guī)模并不是越大越好，當(dāng)固定資產(chǎn)投資規(guī)模過(guò)大時(shí)就會(huì)導(dǎo)致投資擠占消費(fèi)的現(xiàn)象發(fā)生，這樣反而不益于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

［1］四川省統(tǒng)計(jì)年鑒(2000～2014)

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［11］2013年四川省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)