西安市固定資產投資與經濟增長關系的實證分析

摘 要：應用協整理論、Granger因果檢驗、脈沖響應分析、方差分解等方法，對1983—2010年西安市固定資產投資和地區生產總值進行實證分析。研究發現，兩者存在長期均衡關系，長期內西安市經濟增長受到固定資產投資滯后和自身滯后等因素的影響，西安市固定資產投資對本地區經濟增長有顯著單向推動作用，而經濟增長對本地區固定資產投資影響不顯著。

關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；VAR模型；西安市

中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）04-0171-03

一、引言

固定資產投資是建造和購置固定資產的經濟活動，它對經濟增長的影響主要通過兩種途徑來實現：一是長期的供給效應，即固定資產投資可以形成后續生產能力，為經濟長期增長提供物質與技術基礎；二是短期的需求效應，即投資需求是總需求的一部分，固定資產投資增長能直接拉動總需求的增長，進而帶動總產出水平的增長。因此，固定資產投資一直是政府實現經濟增長目標和進行宏觀調控的首要手段。國內外學者從不同的角度、以不同的方法研究固定資產投資與經濟增長之間的關系。大體分為三種觀點：第一種觀點認為經濟增長與固定資產投資之間存在相互影響的關系（Podrecca，E.and Carmeci，G..，2001）；第二種觀點認為經濟增長導致了資本的快速形成（Vanhoud，P.，1994；陳朝旭等，2005）；第三種觀點認為固定資產投資單方向是經濟增長原因（De Long，J.B.and Summer，L.H.，1992；蔣曉華，2007）。

改革開放以來，西安市經濟發展日新月異，經濟持續快速增長。與此同時，西安市全社會固定資產投資額逐年增加，增長幅度逐年提高，西安市固定資產投資對經濟增長的作用究竟如何？兩者之間是否存在哪種長期穩定的關系呢？本文通過定量分析固定資產投資對經濟增長的貢獻來研究二者之間的規律。

二、實證分析

（一）樣本數據來源及預處理

本文數據皆來自于《西安市統計年鑒》各期，數據處理使用Eviews6.0軟件。由于所選時間序列（1983—2010年）跨度較大，對西安市地區生產總值（GDP）和固定資產投資（FI）進行自然對數變換，分別用lnGDP和lnFI表示，其一階差分分別用D（lnGDP）和D（lnFI）表示。為避免時間序列出現偽回歸，對序列進行平穩性檢驗和協整性檢驗。

平穩性檢驗。本文采用單位根（ADF）檢驗方法對lnGDP、lnFI、D（lnGDP）和D（lnFI）序列分別進行平穩性檢驗，結果（見表1）。

由表1可知，lnGDP和lnFI的統計值分別為0.4820和1.2561，均大于1%、5%、10%水平上的臨界值，說明這兩個序列存在單位根，是非平穩序列。再對其一階差分序列進行平穩性檢驗，結果表明，D（lnGDP）和D（lnFI）的統計值分別為-3.3958和-4.0871，均至少小于5%、10%水平上的臨界值且相伴概率很小，說明這兩序列的一階差分不存在單位根，是平穩序列。即lnGDP和lnFI都是一階單整序列，兩者之間可能存在長期協整關系。

協整性檢驗。本文采用EG兩步法對lnGDP和lnFI兩序列進行協整檢驗，結果（見表2）。

由表2可知，t統計量均小于1%、5%、10%水平上的臨界值，說明這兩個序列是協整的，存在長期穩定的比例關系，具備了建立向量自回歸模型的必要條件。

（二）建立向量自回歸（VAR）模型

1.確定最大滯后階數。滯后期的大小關系到模型殘差是否存在自相關性和模型自由度問題，本文選取常用的LR、AIC、SC三個指標，檢驗結果（見表3）。

由表3可知，滯后期p=1時，LR、AIC、SC三個指標同時取得最優值（數值帶*），此時既能有效消除殘差中的可能存在的自相關，又能使得模型自由度達到較優，保證了模型估計參數的有效性，即滯后期p=1是最佳選擇。

2.格蘭杰因果檢驗。對固定資產投資和經濟增長之間格蘭杰因果關系進行檢驗，檢驗結果（見表4）。

由表4可知，不論滯后期為1階還是2階，都因為F統計量概率較小而拒絕假設“lnFI不是lnGDP的Granger原因”，都因為F統計量概率較大而接受假設“lnGDP不是lnFI的Granger原因”。其經濟學意義為：不論滯后期為1階還是2階，lnGDP和lnFI存在單向因果關系，即西安市固定資產投資對經濟增長有促進作用，但經濟增長對固定資產投資作用不明顯。

3.建立模型。

（1）模型建立。應用Eviews6.0軟件建立滯后一期向量自回歸模型。

lnGDP和lnFI兩個模型的R2（0.9981）和Adj.R2（0.9979）值都較高，說明模型擬合優度較高，F值較大（6284.143），AIC（-2.7638）、SC（-2.6198）較小，說明模型總體上是顯著的。即該模型較好的反映lnGDP和lnFI兩者之間的數量關系。

VAR模型的回歸方程為：

lnGDP=0.6637×lnGDP （-1）+ 0.2864×lnFI （-1）+ 0.4057

方程表明，西安市地區生產總值的影響因素主要是自身滯后一期因素lnGDP（-1）和固定資產投資滯后一期因素lnFI（-1）；西安市固定資產投資的影響因素主要是lnFI （-1）和lnGDP（-1）。由估計系數大小可知，lnGDP（-1）對經濟增長的影響較大，lnFI（-1）對經濟增長的影響相對較小。經濟學意義為：西安市固定資產投資與經濟增長之間存在長期動態均衡關系，長期內西安市經濟增長同時受到固定資產投資滯后因素和GDP滯后因素的影響，當年固定資產投資每增加1%，下一年經濟增長就會增加0.2864%。

（2）模型檢驗及脈沖響應分析。對VAR模型進行AR根檢驗，由圖1可知，模型兩個特征跟絕對值的倒數都小于（或等于1），即在一個單位圓內（或上）。這說明該VAR模型是平穩的。

圖2表示西安市地區生產總值對固定資產投資一個標準差新息擾動的動態反應路徑，由圖2可知，西安市固定資產投資的正向沖擊導致地區生產總值波動在第一年達到最大，之后呈現逐年緩慢下降的趨勢。這說明西安市投資增量對宏觀經濟波動的影響的時效比較長，固定資產投資對經濟推動的衰減速度并不快，應該再采取除投資以外的方式來快速推動西安市經濟發展。

依Engle定理，假如一組變量存在協整關系，則協整回歸可以轉化為誤差修正模型。描述固定資產投資與經濟增長之間短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型為：

DlnGDP = 0.151427EC-1+0.109157 DlnGDP（-1） + 0.461981 DlnFI（-1） - 0.003485

EC-1是誤差修正項，系數的大小反應了對偏離長期均衡的調整力度。本誤差修正模型中修正系數為0.151427，說明經濟增長受多種其他因素影響，經濟增長與固定資產投資之間的均衡關系對當期非均衡誤差調整的模型自身修正能力較弱。

（3）方差分解。方差分解的基本思想是把系統中的每個內生變量（共m個）的波動（k步預測均方誤差）按其成因分解為與各方程新息相關聯的m個組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解方法來研究西安市固定資產投資對地區生產總值增長的貢獻度，將西安市生產總值的單位增量分解為一定比例的自身貢獻和固定資產投資的貢獻，結果（見表5）。由分析結果可知，固定資產投資規模對西安市經濟增長具有顯著的推動作用，隨預測期的增加，西安市固定資產投資對其地區生產總值的貢獻度逐漸變小，在第一期時取得最大值72.64%，即使第十期依然達到40.62%，這有效地支持了前面脈沖響應分析的結論。

三、主要結論及建議

1.長期內西安市經濟增長同時受到自身滯后因素和固定資產投資滯后因素的影響。由VAR模型可知，西安市經濟增長的滯后因素對其自身的影響系數為0.6637，影響顯著，說明西安市未來一年的經濟發展較大程度上取決于人們當年對經濟的預期。西安市固定資產投資滯后因素對經濟增長的影響系數為0.2864，影響也較為顯著。針對這種狀況，建議相關部門采取積極措施提高人們對經濟的信心，增加對西安市經濟發展的樂觀預期，從而有效的促進經濟增長。

2.短期內西安市固定資產投資對本地區經濟增長有單向推動作用。由VEC模型可知，西安市經濟增長的滯后因素對其自身的影響系數為0.109157，影響的顯著性不高，說明短期內人們不會輕易改變對經濟的預期，對經濟增長的影響不大。西安市固定資產投資滯后因素對經濟增長的影響系數為0.461981，影響顯著，說明短期內固定資產投資能較好地促進經濟增長。針對這種狀況，建議相關部門適當增加固定資產投資以保障經濟又好又快發展。

3.積極拓寬固定資產投資渠道。政府投資存在“擠出效應”，會減少民間投資；同時，政府投資也存在邊際效益遞減規律，因此，調動民間投資的積極性是增加固定資產投資規模的有效途徑。政府應該給予民間資本更大的發展空間，大力培育有市場競爭力的企業。

4.在適當增加固定資產投資規模的同時，高度重視技術進步及產業結構調整，加快經濟增長方式由粗放型向集約型轉變，有效避免投資回報率遞減規律及資本資源稀缺性兩大瓶頸，從而實現經濟增長可持續。

5.一方面要強調固定資產投資的作用；另一方面應該減少對其依賴，大力提高西安市的消費需求，只有居民消費增長支持的固定資產投資及經濟增長才是持久的。由宏觀經濟理論可知，居民消費傾向的大小是拉動投資的重要影響因素。

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[責任編輯 吳明宇]