广东城镇固定资产投资与经济增长关系的实证分析

钟秉盛

（暨南大学 管理学院，广州 510632）

1 问题的提出

投资是拉动经济增长一个不可或缺的因素，经济持续稳定的增长成为政府追求的目标。这也使得长期以来固定资产投资与经济增长的关系，一直是国内外经济学家备受关注研究的领域。广东自率先实施改革开放政策以来，经济建设取得了巨大的成就，是全国经济增长最快的省份之一。但当前，国际金融市场急剧动荡，世界经济增长明显放缓，外部经济环境的变化对广东经济造成了一定影响。在外需紧缩、居民消费难以启动的情况，如何正确处理好固定资产投资与经济发展的之间的关系就显得尤其重要。本文通过1979～2009年广东省经济数据，利用经济理论及计量经济学的回归分析、显著性检验、自相关检验、异方差检验、平稳性检验、协整检验、误差修正模型及格兰杰因果关系检验等理论方法，研究分析广东省城镇固定资产投资与经济增长之间的关系，以加深对改革开发以来广东城镇固定资产投资与经济增长之间的关系认识，并在客观分析评价中提出相应的政策建议。

2 广东固定资产投资与经济增长关系的实证

2.1 变量、数据及模型的初始设定

这里主要对GDP（Y）及城镇固定资产投资额（X）。主要数据来源于2009年广东省统计年鉴及国家统计局、广东省统计局网站公布的2009年相关经济数据整理。计量经济模型的基本假设：GDP（Y）与城镇固定资产投资额（X）成正相关关系。

假设该模型的表达式为：Y＝c＋bX＋ε

其中：c、b、为相应的拟合参数，ε为随机干扰项。

2.2 回归分析及其检验

文中对数据的分析处理用EViews6.0软件。根据模型的回归结果如下：

回归结果分析：Adjusted R2＝0.994104表明，该模型的解释变量解释了1979～2009年间广东国内生产总值变异的99.41%，可知回归系数拟合优度很高，方程通过拟合优度检验。广东城镇固定资产投资的增加会促进GDP的增长，因而固定资产投资与GDP应该呈正相关关系，并根据现实意义，参数b能够通过经济意义检验。

2.3 显著性检验

在5%的显著性水平下自由度为n－3＝28的临界值t0．025（28）＝2.048，因此X的拟合参数通过t检验，X对Y有显著的影响。在5%的显著性水平下，F（0．05）（2,28）＝3.34，而F＝5059.227远远大于此临界值，因此总体上看，模型中的解释变量对被解释变量的总影响是显著的。

2.4 自相关检验

由图1可以看出，回归残差的序列图是循环型的，残差不是频繁的改变符号，而是连续几个正值后再连续出现几个负值，表明存在自相关。另据上回归分析中估计的DW=0.96637，给定5%的显著性水平，因为T=31，解释变量的个数k=1，的下限临界值dL=1.147，上限临界值dU=1.273。因为统计量0＜0.955431=DW＜ dL=1.147，也表明存在正序列相关。笔者在此认为由于省略了影响GDP的出口和消费显著解释变量所致，所以可能是虚假序列相关。但若不是这样，而是由变量本身的趋势所引起，则解释变量的t和F检验的解释力将降低，出现伪回归现象。这一点还要结合异方差检验来说明，以进一步改变模型的表达式。

2.5 异方差检验

图1 残差序列图

模型OLS回归得到的残差平方项（u）与X的散点图（见图2）表明随机干扰项存在异方差。另经White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared对应的Probability为0.0032，无论我们选择5%还是1%的显著性水平，都是小概率事件发生，因此接受备择假设，即存在异方差。这提醒我们事先假定的模型方程形式可能有问题，出现了伪回归现象。

图2 模型OLS回归得到的残差平方项（u）与X的散点图

结合上面的分析，并先验性的考虑由于数据的自然对数变换不改变变量的关系，我们将原假设模型改写为：LY＝c＋bLX＋ε，即对各变量取对数，以望消除时间序列的异方差问题，因此，对时间序列数据进行对数形式变换，即用LY和LX分别表示进行对数变换后的国内生产总值和城镇固定资产投资额。

对改进模型进行线性回归分析。结果如下：

很显然，模型经改进后无论是参数的显著性，还是样本回归的总显著性，检验结果更为明显，都通过显著性检验，并且AIC、SC值分别由16.40983下降到-0.183844、16.50235下降到-0.091329。但DW＝0.306539减少，表明正序列相关依旧存在。笔者在此还是认为由于省略了影响GDP的出口和消费显著解释变量所致，所以很大可能是虚假序列相关；但经White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared对应的Probability为0.1344无论我们选择5%还是1%的显著性水平平，都不能通过显著性检验，因此接受原假设，即不存在异方差。综合上述结果，可见模型改进的效果明显。

上面的分析过程表明，我们在运用计量经济学进行数据分析建模时一定要小心谨慎，模型与检验方法的选择都会影响到分析结果。为进一步探究广东城镇固定资产投资与GDP的长期、短期及因果关系作更深入的认识，下面笔者将根据这一改进的模型再进行平稳性检验、协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验分析。

2.6 平稳性检验

经典的线性回归模型通常假定序列是平稳的，但是，时间序列数据可能是平稳的，也可能是非平稳的。若变量的数据生成过程是非平稳过程，那么对这两个非平稳的时间序列做回归，也可能会出现伪回归。所以在进行两个时间序列数据的回归分析之前，必须对时间序列的平稳性进行检验，以判断经济变量的平稳性。在进行平稳性检验之前，我们可以从广东GDP（LY）与城镇固定资产投资（LX）趋势分析中可以看出，两者存在明显的时间趋势，表现出非平稳性。下面，我们可以具体采用ADF检验法，即对变量LYt和LXt以及变量的一阶差分形式进行单位根检验，采用（C，N，P）的检验形式，即含有截距项、没有趋势项，且P=1（此时，AIC的值较小），显著性水平10%，确定LYt和LXt单整的阶数。

图3 LY与LX时间趋势

从表1中可以看出，对序列作一阶差分后△LY和△X的ADF检验统计量分别为-2.775932和-3.717131，都小于显著性水平为10%的临界值，所以认为序列LY和LX的一阶差分不存在单位根。也就是说，非平稳序列LY和LX经过一阶差分平稳，和固定资产投资都是一阶单整序列，即I(1)，变量之间符合协整关系分析的条件。

表1 ADF单位根检验结果

2.7 协整检验

对于两个非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这两个变量之间可能存在着协整关系。协整是对非平稳经济变量的长期均衡关系的统计描述，存在协整关系的两个非平稳变量的线性离差是平稳的。首先用OLS法对变量进行线性回归；其次对线性残差序列进行ADF检验，即单位根检验，通常采用的E—G两步法。对同属I（1）过程的LY和LX两个变量的时间序列进行普通最小二乘回归，模型的估计结果如上，且t、F值、各估计参数均较好通过显著性检验，模型的拟合度也较优。

但协整检验本质上是对回归方程的残差序列e进行平稳性检验，如果残差e是平稳的，说明两变量之间存在协整关系，反之不存在。为研究线性回归残差序列的平稳性，再次运用ADF检验法，对上述回归方程的回归残差进行单位根检验，残差的稳定性检验：

表2 残差序列单位根检验结果

从表2检验的结果可以看到，残差的ADF检验统计值均小于显著性水平为0.01、0.05、0.1下的临界值，所以认为残差序列e是平稳序列。这表明序列LY与LX具有协整关系，即从长期来看，广东省GDP与城镇固定资产投资存在长期的均衡关系。城镇固定资产投资每增加1%，GDP将增加0.882090%，这表明城镇固定资产投资对广东省的经济增长有较大的拉动作用。

2.8 误差修正模型

以上协整分析的结果表明序列LY和LX存在长期均衡关系，而误差修正模型是用来研究协整变量LY和LX短期变动关系，它不再单纯地使用变量的原始水平值或变量的差分建模，而是将两者有机地结合在一起，充分利用这两者所提供的信息。从短期看，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势及短期波动所决定的；短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅的大小，从长期看，协整关系式起到引力的作用，将非均衡状态拉回到均衡状态。误差修正模型的误差修正项用ecmt-1表示，以协整方程的残差序列et为基础，反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，亦称为均衡误差。为了解释广东城镇固定资产投资与GDP的短期动态关系，建立如下误差修正模型：

经线性回归的结果为：

误差修正模型的实际值与拟合值的拟合效果较好，残差基本上在1个正负标准差的范围之内，如图4所示。

图4 误差修正模型的拟合效果

从变量显著性检验来看，误差修正模型中的所有变量通过t检验。短期城镇固定资产投资的变化将引起GDP同方向变化，LYt与LXt的短期弹性为0.277156，即短期内城镇固定资产投资变动1%，将引起国内生产总值同方向变化0.277156%。误差修正项ecmt-1的系数为负数，符合相反修正机制，值为-0.174974，意味着上一年度的非均衡误差以0.174974%的比率对本年度的GDP做出反向修正，将非均衡状态拉回均衡状态，两变量之间存在动态均衡机制。

2.9 格兰杰因果检验

判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是经济计量学中的常见问题。根据加速理论和乘数理论，投资变动会拉动GDP变动，并且会以乘数因子影响GDP；另一方面，GDP的变动也会引致投资效应,，并以加速因子影响投资的变动。上面协整检验结果显示广东省城镇固定资产投资与GDP之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否是因果关系，还需要我们进行因果关系检验。常用的因果关系检验是Granger因果检验。其实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。如果一个变量受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。因果关系的检验涉及滞后阶数的选择，笔者在选定滞后阶数分别为1、2、3、4、5的检验结果均表明，在5%显著性水平上，广东GDP的增长不是城镇固定资产投资的原因，而城镇固定资产投资的增长则为广东GDP增长的原因，两者间不存在双向因果关系。

表3 GDP（Y）与城镇固定资产投资（X）的格兰杰因果关系检验结果（10%的显著性水平）

由表3 Granger因果检验的结果可以得到：当滞后期为一年左右时，Y和X之间存在双向的Granger因果影响关系,即除了X的变动是引起Y波动变化的原因以外，Y的变动也是影响X变动的原因。但是当滞后期选择在2、3、4、5期时，检验结果均表明广东城镇固定资产投资不是GDP的Granger原因，而GDP是城镇固定资产投资的Granger原因。这有点不合乎常理，或由于广东是以外向型经济为导向的省份，在以通过外贸为主促进经济的发展情况下，伴随储蓄的增长，进而推动固定资产投资的增长。根据经济理论，投资由储蓄转化而来,而储蓄和消费的数量又是由国民收入的数量决定的。因此，归根结底，投资支出的数量是由经济增长情况决定的，即经济增长可以推动投资更快速地增长。

3 主要结论及政策建议

3.1 主要结论

实证研究的结论分析。主要表现在以下几方面：

（1）广东城镇固定资产投资与GDP之间可以建立对数线性回归模型来分析彼此间的关系，回归拟合度较好，显著消除了异方差现象，但根据经济理论，投资、消费、出口是影响经济增长的三个主要因素，回归模型省略了影响GDP的出口和消费显著解释变量，DW值偏低，所以可能存在虚假序列相关现象。

（2）广东省城镇固定资产投资与经济增长之间存在长期稳定关系和动态均衡机制。协整分析显示广东省的城镇固定资产投资与经济增长存在着长期稳定的均衡关系，城镇固定资产投资对经济增长的拉动作用明显，当年的固定资产投资增加1个百分点，广东省的GDP将增加0.88209个百分点。误差修正模型显示短期内，城镇固定资产投资对经济增长的作用也比较明显，城镇固定资产投资总额每变动1%，将引起GDP同方向变动0.277156%；并且两变量之间存在着动态均衡机制，当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项起到了较明显的收敛作用，即对上一年度的非均衡误差以0.174974%的比率对本年度的GDP做出反向修正。

（3）Granger因果检验的结果表明：当滞后期为一年左右时，城镇固定资产投资和GDP之间存在双向的Granger因果影响关系，即除了城镇固定资产投资的变动是引起GDP波动变化的原因以外，GDP的变动也是影响城镇固定资产投资变动的原因。但是当滞后期选择在2、3、4、5期时，两者间不能存在Granger双向因果关系，广东城镇固定资产投资不是GDP的Granger原因，而GDP是城镇固定资产投资的Granger原因。这有点不合乎常理，或由于广东是以外向型经济为导向的省份，在以通过外贸为主促进经济的发展情况下，伴随储蓄的增长，进而推动城镇固定资产投资的增长。投资由储蓄转化而来，而储蓄和消费的数量又是由国民收入的数量决定的。因此，广东省的经济增长为资本形成和投资增量的形成提供了物质基础，经济增长是增加城镇固定资产投资及其他投资的前提和基础，即常说的“加速原理”，可以认为城镇固定资产投资支出的数量是由经济增长情况决定的。

（4）模型回归分析及检验结果与实际应该存在一定的差异性。这种差异性的产生，可能来源于以下两个方面：一方面计量方法上的偏差。任何计量模型都是对经济过程的近似模拟,而不是经济过程的再现，估计出来的结果与实际情况会有一定的偏差。另一方面变量的遗漏。影响经济增长的因素有很多，除了城镇固定资产的投资之外，人力资本投资、消费水平、对外贸易水平等因素对广东经济增长也有重要的影响，忽略这些因素的影响，单纯考虑城镇固定资产投资对经济增长的影响，肯定会带来一定的偏差。

3.2 相关政策建议

（1）要保持适应经济发展需要的适度固定资产投资规模，确保经济长期均衡发展。根据经济增长理论以及投资乘数理论，固定资产投资对经济增长不仅具有直接的拉动作用，而且扩大投资会推动对原材料、生产设备、劳动力等的需求，增加与投资活动相关行业的产出和消费需求，从而引起国内生产总值的成倍增加。正如上面实证分析结果表明固定资产投资与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。所以要确保广东经济长期均衡发展，特别是为尽早走出全球金融危机所带来的负面影响，保持适度的投资规模很有必要。虽然经济发展方式是实现经济发展的方法、手段和模式，但其中不仅应包含经济增长方式，而且更有结构（经济结构、产业结构、城乡结构和地区结构等）、运行质量、经济效益、收入分配、环境保护、城市化程度、工业化水平以及现代化进程等诸多方面的内容。所以，强调投资应适应经济发展的需要，而不仅仅在于单纯的经济增长。

（2）要改善投资结构，合理配置投资资源，提高投资资源的使用效率。这是实现固定资产投资与经济发展良性循环的重要保证。当前广东省要抓住泛珠三角经济圈发展规划的机遇，夯实“双转移”战略，在确保适度投资总量的基础上，改善投资结构，引导投资资金投向改善全省经济发展环境的基础设施建设等薄弱环节和重点领域的同时，要合理配置投资资源，加强农业、水利、环保、教育、科技及粤北、粤西等经济落后地区的固定资产投资等，以提高投资资源的使用效率，实现全省经济的均衡发展。

（3）要大力提升居民消费需求，确保固定资产投资对经济发展的持久作用。从宏观经济理论来看，投资对经济增长的拉动作用一方面是由自身需求拉动的，更重要的方面则是由边际消费倾向决定的投资乘数大小拉动的。边际消费倾向越大，投资乘数越大，拉动作用也就越大。可见，消费倾向的大小是决定投资拉动作用的关键因素，固定资产投资对经济发展的拉动作用归根结底要取决于最终消费需求是否扩大。鉴于此，广东的固定资产投资与消费需求应协调发展，要在制度、政策、增加有效需求、提升居民购买力等方面下功夫，以确保固定资产投资对经济发展的持久作用。

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