廣東城鎮固定資產投資與經濟增長關系的實證分析

鐘秉盛

（暨南大學 管理學院，廣州 510632）

1 問題的提出

投資是拉動經濟增長一個不可或缺的因素，經濟持續穩定的增長成為政府追求的目標。這也使得長期以來固定資產投資與經濟增長的關系，一直是國內外經濟學家備受關注研究的領域。廣東自率先實施改革開放政策以來，經濟建設取得了巨大的成就，是全國經濟增長最快的省份之一。但當前，國際金融市場急劇動蕩，世界經濟增長明顯放緩，外部經濟環境的變化對廣東經濟造成了一定影響。在外需緊縮、居民消費難以啟動的情況，如何正確處理好固定資產投資與經濟發展的之間的關系就顯得尤其重要。本文通過1979～2009年廣東省經濟數據，利用經濟理論及計量經濟學的回歸分析、顯著性檢驗、自相關檢驗、異方差檢驗、平穩性檢驗、協整檢驗、誤差修正模型及格蘭杰因果關系檢驗等理論方法，研究分析廣東省城鎮固定資產投資與經濟增長之間的關系，以加深對改革開發以來廣東城鎮固定資產投資與經濟增長之間的關系認識，并在客觀分析評價中提出相應的政策建議。

2 廣東固定資產投資與經濟增長關系的實證

2.1 變量、數據及模型的初始設定

這里主要對GDP（Y）及城鎮固定資產投資額（X）。主要數據來源于2009年廣東省統計年鑒及國家統計局、廣東省統計局網站公布的2009年相關經濟數據整理。計量經濟模型的基本假設：GDP（Y）與城鎮固定資產投資額（X）成正相關關系。

假設該模型的表達式為：Y＝c＋bX＋ε

其中：c、b、為相應的擬合參數，ε為隨機干擾項。

2.2 回歸分析及其檢驗

文中對數據的分析處理用EViews6.0軟件。根據模型的回歸結果如下：

回歸結果分析：Adjusted R2＝0.994104表明，該模型的解釋變量解釋了1979～2009年間廣東國內生產總值變異的99.41%，可知回歸系數擬合優度很高，方程通過擬合優度檢驗。廣東城鎮固定資產投資的增加會促進GDP的增長，因而固定資產投資與GDP應該呈正相關關系，并根據現實意義，參數b能夠通過經濟意義檢驗。

2.3 顯著性檢驗

在5%的顯著性水平下自由度為n－3＝28的臨界值t0．025（28）＝2.048，因此X的擬合參數通過t檢驗，X對Y有顯著的影響。在5%的顯著性水平下，F（0．05）（2,28）＝3.34，而F＝5059.227遠遠大于此臨界值，因此總體上看，模型中的解釋變量對被解釋變量的總影響是顯著的。

2.4 自相關檢驗

由圖1可以看出，回歸殘差的序列圖是循環型的，殘差不是頻繁的改變符號，而是連續幾個正值后再連續出現幾個負值，表明存在自相關。另據上回歸分析中估計的DW=0.96637，給定5%的顯著性水平，因為T=31，解釋變量的個數k=1，的下限臨界值dL=1.147，上限臨界值dU=1.273。因為統計量0＜0.955431=DW＜ dL=1.147，也表明存在正序列相關。筆者在此認為由于省略了影響GDP的出口和消費顯著解釋變量所致，所以可能是虛假序列相關。但若不是這樣，而是由變量本身的趨勢所引起，則解釋變量的t和F檢驗的解釋力將降低，出現偽回歸現象。這一點還要結合異方差檢驗來說明，以進一步改變模型的表達式。

2.5 異方差檢驗

圖1 殘差序列圖

模型OLS回歸得到的殘差平方項（u）與X的散點圖（見圖2）表明隨機干擾項存在異方差。另經White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared對應的Probability為0.0032，無論我們選擇5%還是1%的顯著性水平，都是小概率事件發生，因此接受備擇假設，即存在異方差。這提醒我們事先假定的模型方程形式可能有問題，出現了偽回歸現象。

圖2 模型OLS回歸得到的殘差平方項（u）與X的散點圖

結合上面的分析，并先驗性的考慮由于數據的自然對數變換不改變變量的關系，我們將原假設模型改寫為：LY＝c＋bLX＋ε，即對各變量取對數，以望消除時間序列的異方差問題，因此，對時間序列數據進行對數形式變換，即用LY和LX分別表示進行對數變換后的國內生產總值和城鎮固定資產投資額。

對改進模型進行線性回歸分析。結果如下：

很顯然，模型經改進后無論是參數的顯著性，還是樣本回歸的總顯著性，檢驗結果更為明顯，都通過顯著性檢驗，并且AIC、SC值分別由16.40983下降到-0.183844、16.50235下降到-0.091329。但DW＝0.306539減少，表明正序列相關依舊存在。筆者在此還是認為由于省略了影響GDP的出口和消費顯著解釋變量所致，所以很大可能是虛假序列相關；但經White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared對應的Probability為0.1344無論我們選擇5%還是1%的顯著性水平平，都不能通過顯著性檢驗，因此接受原假設，即不存在異方差。綜合上述結果，可見模型改進的效果明顯。

上面的分析過程表明，我們在運用計量經濟學進行數據分析建模時一定要小心謹慎，模型與檢驗方法的選擇都會影響到分析結果。為進一步探究廣東城鎮固定資產投資與GDP的長期、短期及因果關系作更深入的認識，下面筆者將根據這一改進的模型再進行平穩性檢驗、協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗分析。

2.6 平穩性檢驗

經典的線性回歸模型通常假定序列是平穩的，但是，時間序列數據可能是平穩的，也可能是非平穩的。若變量的數據生成過程是非平穩過程，那么對這兩個非平穩的時間序列做回歸，也可能會出現偽回歸。所以在進行兩個時間序列數據的回歸分析之前，必須對時間序列的平穩性進行檢驗，以判斷經濟變量的平穩性。在進行平穩性檢驗之前，我們可以從廣東GDP（LY）與城鎮固定資產投資（LX）趨勢分析中可以看出，兩者存在明顯的時間趨勢，表現出非平穩性。下面，我們可以具體采用ADF檢驗法，即對變量LYt和LXt以及變量的一階差分形式進行單位根檢驗，采用（C，N，P）的檢驗形式，即含有截距項、沒有趨勢項，且P=1（此時，AIC的值較?。?，顯著性水平10%，確定LYt和LXt單整的階數。

圖3 LY與LX時間趨勢

從表1中可以看出，對序列作一階差分后△LY和△X的ADF檢驗統計量分別為-2.775932和-3.717131，都小于顯著性水平為10%的臨界值，所以認為序列LY和LX的一階差分不存在單位根。也就是說，非平穩序列LY和LX經過一階差分平穩，和固定資產投資都是一階單整序列，即I(1)，變量之間符合協整關系分析的條件。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.7 協整檢驗

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。協整是對非平穩經濟變量的長期均衡關系的統計描述，存在協整關系的兩個非平穩變量的線性離差是平穩的。首先用OLS法對變量進行線性回歸；其次對線性殘差序列進行ADF檢驗，即單位根檢驗，通常采用的E—G兩步法。對同屬I（1）過程的LY和LX兩個變量的時間序列進行普通最小二乘回歸，模型的估計結果如上，且t、F值、各估計參數均較好通過顯著性檢驗，模型的擬合度也較優。

但協整檢驗本質上是對回歸方程的殘差序列e進行平穩性檢驗，如果殘差e是平穩的，說明兩變量之間存在協整關系，反之不存在。為研究線性回歸殘差序列的平穩性，再次運用ADF檢驗法，對上述回歸方程的回歸殘差進行單位根檢驗，殘差的穩定性檢驗：

表2 殘差序列單位根檢驗結果

從表2檢驗的結果可以看到，殘差的ADF檢驗統計值均小于顯著性水平為0.01、0.05、0.1下的臨界值，所以認為殘差序列e是平穩序列。這表明序列LY與LX具有協整關系，即從長期來看，廣東省GDP與城鎮固定資產投資存在長期的均衡關系。城鎮固定資產投資每增加1%，GDP將增加0.882090%，這表明城鎮固定資產投資對廣東省的經濟增長有較大的拉動作用。

2.8 誤差修正模型

以上協整分析的結果表明序列LY和LX存在長期均衡關系，而誤差修正模型是用來研究協整變量LY和LX短期變動關系，它不再單純地使用變量的原始水平值或變量的差分建模，而是將兩者有機地結合在一起，充分利用這兩者所提供的信息。從短期看，被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢及短期波動所決定的；短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小，從長期看，協整關系式起到引力的作用，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。誤差修正模型的誤差修正項用ecmt-1表示，以協整方程的殘差序列et為基礎，反映了變量在短期波動中偏離它們長期均衡關系的程度，亦稱為均衡誤差。為了解釋廣東城鎮固定資產投資與GDP的短期動態關系，建立如下誤差修正模型：

經線性回歸的結果為：

誤差修正模型的實際值與擬合值的擬合效果較好，殘差基本上在1個正負標準差的范圍之內，如圖4所示。

圖4 誤差修正模型的擬合效果

從變量顯著性檢驗來看，誤差修正模型中的所有變量通過t檢驗。短期城鎮固定資產投資的變化將引起GDP同方向變化，LYt與LXt的短期彈性為0.277156，即短期內城鎮固定資產投資變動1%，將引起國內生產總值同方向變化0.277156%。誤差修正項ecmt-1的系數為負數，符合相反修正機制，值為-0.174974，意味著上一年度的非均衡誤差以0.174974%的比率對本年度的GDP做出反向修正，將非均衡狀態拉回均衡狀態，兩變量之間存在動態均衡機制。

2.9 格蘭杰因果檢驗

判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，是經濟計量學中的常見問題。根據加速理論和乘數理論，投資變動會拉動GDP變動，并且會以乘數因子影響GDP；另一方面，GDP的變動也會引致投資效應,，并以加速因子影響投資的變動。上面協整檢驗結果顯示廣東省城鎮固定資產投資與GDP之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否是因果關系，還需要我們進行因果關系檢驗。常用的因果關系檢驗是Granger因果檢驗。其實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。如果一個變量受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。因果關系的檢驗涉及滯后階數的選擇，筆者在選定滯后階數分別為1、2、3、4、5的檢驗結果均表明，在5%顯著性水平上，廣東GDP的增長不是城鎮固定資產投資的原因，而城鎮固定資產投資的增長則為廣東GDP增長的原因，兩者間不存在雙向因果關系。

表3 GDP（Y）與城鎮固定資產投資（X）的格蘭杰因果關系檢驗結果（10%的顯著性水平）

由表3 Granger因果檢驗的結果可以得到：當滯后期為一年左右時，Y和X之間存在雙向的Granger因果影響關系,即除了X的變動是引起Y波動變化的原因以外，Y的變動也是影響X變動的原因。但是當滯后期選擇在2、3、4、5期時，檢驗結果均表明廣東城鎮固定資產投資不是GDP的Granger原因，而GDP是城鎮固定資產投資的Granger原因。這有點不合乎常理，或由于廣東是以外向型經濟為導向的省份，在以通過外貿為主促進經濟的發展情況下，伴隨儲蓄的增長，進而推動固定資產投資的增長。根據經濟理論，投資由儲蓄轉化而來,而儲蓄和消費的數量又是由國民收入的數量決定的。因此，歸根結底，投資支出的數量是由經濟增長情況決定的，即經濟增長可以推動投資更快速地增長。

3 主要結論及政策建議

3.1 主要結論

實證研究的結論分析。主要表現在以下幾方面：

（1）廣東城鎮固定資產投資與GDP之間可以建立對數線性回歸模型來分析彼此間的關系，回歸擬合度較好，顯著消除了異方差現象，但根據經濟理論，投資、消費、出口是影響經濟增長的三個主要因素，回歸模型省略了影響GDP的出口和消費顯著解釋變量，DW值偏低，所以可能存在虛假序列相關現象。

（2）廣東省城鎮固定資產投資與經濟增長之間存在長期穩定關系和動態均衡機制。協整分析顯示廣東省的城鎮固定資產投資與經濟增長存在著長期穩定的均衡關系，城鎮固定資產投資對經濟增長的拉動作用明顯，當年的固定資產投資增加1個百分點，廣東省的GDP將增加0.88209個百分點。誤差修正模型顯示短期內，城鎮固定資產投資對經濟增長的作用也比較明顯，城鎮固定資產投資總額每變動1%，將引起GDP同方向變動0.277156%；并且兩變量之間存在著動態均衡機制，當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項起到了較明顯的收斂作用，即對上一年度的非均衡誤差以0.174974%的比率對本年度的GDP做出反向修正。

（3）Granger因果檢驗的結果表明：當滯后期為一年左右時，城鎮固定資產投資和GDP之間存在雙向的Granger因果影響關系，即除了城鎮固定資產投資的變動是引起GDP波動變化的原因以外，GDP的變動也是影響城鎮固定資產投資變動的原因。但是當滯后期選擇在2、3、4、5期時，兩者間不能存在Granger雙向因果關系，廣東城鎮固定資產投資不是GDP的Granger原因，而GDP是城鎮固定資產投資的Granger原因。這有點不合乎常理，或由于廣東是以外向型經濟為導向的省份，在以通過外貿為主促進經濟的發展情況下，伴隨儲蓄的增長，進而推動城鎮固定資產投資的增長。投資由儲蓄轉化而來，而儲蓄和消費的數量又是由國民收入的數量決定的。因此，廣東省的經濟增長為資本形成和投資增量的形成提供了物質基礎，經濟增長是增加城鎮固定資產投資及其他投資的前提和基礎，即常說的“加速原理”，可以認為城鎮固定資產投資支出的數量是由經濟增長情況決定的。

（4）模型回歸分析及檢驗結果與實際應該存在一定的差異性。這種差異性的產生，可能來源于以下兩個方面：一方面計量方法上的偏差。任何計量模型都是對經濟過程的近似模擬,而不是經濟過程的再現，估計出來的結果與實際情況會有一定的偏差。另一方面變量的遺漏。影響經濟增長的因素有很多，除了城鎮固定資產的投資之外，人力資本投資、消費水平、對外貿易水平等因素對廣東經濟增長也有重要的影響，忽略這些因素的影響，單純考慮城鎮固定資產投資對經濟增長的影響，肯定會帶來一定的偏差。

3.2 相關政策建議

（1）要保持適應經濟發展需要的適度固定資產投資規模，確保經濟長期均衡發展。根據經濟增長理論以及投資乘數理論，固定資產投資對經濟增長不僅具有直接的拉動作用，而且擴大投資會推動對原材料、生產設備、勞動力等的需求，增加與投資活動相關行業的產出和消費需求，從而引起國內生產總值的成倍增加。正如上面實證分析結果表明固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系。所以要確保廣東經濟長期均衡發展，特別是為盡早走出全球金融危機所帶來的負面影響，保持適度的投資規模很有必要。雖然經濟發展方式是實現經濟發展的方法、手段和模式，但其中不僅應包含經濟增長方式，而且更有結構（經濟結構、產業結構、城鄉結構和地區結構等）、運行質量、經濟效益、收入分配、環境保護、城市化程度、工業化水平以及現代化進程等諸多方面的內容。所以，強調投資應適應經濟發展的需要，而不僅僅在于單純的經濟增長。

（2）要改善投資結構，合理配置投資資源，提高投資資源的使用效率。這是實現固定資產投資與經濟發展良性循環的重要保證。當前廣東省要抓住泛珠三角經濟圈發展規劃的機遇，夯實“雙轉移”戰略，在確保適度投資總量的基礎上，改善投資結構，引導投資資金投向改善全省經濟發展環境的基礎設施建設等薄弱環節和重點領域的同時，要合理配置投資資源，加強農業、水利、環保、教育、科技及粵北、粵西等經濟落后地區的固定資產投資等，以提高投資資源的使用效率，實現全省經濟的均衡發展。

（3）要大力提升居民消費需求，確保固定資產投資對經濟發展的持久作用。從宏觀經濟理論來看，投資對經濟增長的拉動作用一方面是由自身需求拉動的，更重要的方面則是由邊際消費傾向決定的投資乘數大小拉動的。邊際消費傾向越大，投資乘數越大，拉動作用也就越大?？梢?，消費傾向的大小是決定投資拉動作用的關鍵因素，固定資產投資對經濟發展的拉動作用歸根結底要取決于最終消費需求是否擴大。鑒于此，廣東的固定資產投資與消費需求應協調發展，要在制度、政策、增加有效需求、提升居民購買力等方面下功夫，以確保固定資產投資對經濟發展的持久作用。

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