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浙江投资实证分析

第30卷　第1期2008年2月

武汉理工大学学报?信息与管理工程版

JOURNAL OF WUT(I N FORMATI O N&MANAGE MENT ENGI N EER I N G)

Vol.30No.1

Feb.2008

文章编号:1007-144X(2008)01-0132-04

浙江省固定资产投资与经济增长关系的实证分析

邓爱珍1,李金昌2

(1.浙江工业大学理学院,浙江杭州310014; 2.浙江工商大学统计与数学学院,浙江杭州310035)

摘　要:基于1985～2004年数据,运用协整理论分析了浙江省固定资产投资增长率与G DP增长率的均衡关系,并建立了它们之间的误差修正模型(EC M)和向量自回归(VAR)模型。GRANGER因果检验得出的结论表明,浙江固定资产投资的变动显著地引起了G DP的变动,而G DP的波动对投资的作用相对要小。

关键词:固定资产投资;经济增长;协整;向量自回归;格兰杰检验

中图法分类号:F830.59 文献标志码:A

1　问题的提出

在国民经济统计中,按支出法统计,国内生产总值(G DP)由最终消费(含居民消费和政府消费)、投资(含固定资本形成和存货增加)及净出口(货物和服务净出口)三大需求组成,G DP的增长也是由三大需求的增长组合决定的。在一定时期内,固定资产投资是社会经济发展的一个重要推动力。进入21世纪以来,我国投资率一直保持较高水平,投资作为拉动经济增长的三驾马车之一,其贡献要大于其他方面。投资和消费具有跷跷板效应,投资率的升高势必会导致消费率的降低,因此过分依靠投资拉动经济增长是不能持续的。为使我国经济又好又快地持续发展,寻求可以使有限的社会资源得到高效配置的固定资产投资规模和结构,一直是经济学者和宏观经济管理部门共同关心的问题。

协整分析是研究宏观经济变量之间长期均衡关系的常用方法,在此基础上建立的误差修正模型可以解释经济变量之间的短期波动是如何被决定的,比普通的单变量方程更能反映变量的长期和短期的关系。

国内学者就全国范围的固定资产投资与G DP之间的协整关系作了研究[1-6]。我国地区经济发展很不平衡,同一个问题在不同地区的反映不尽相同。笔者以浙江省为例,在协整分析的基础上,通过建立误差修正模型和向量自回归模型研究浙江省的固定资产投资和经济增长的均衡关系,以及这两个经济变量的变化如何影响,如何通过投资的变动预测经济增长变化的问题。

2　误差修正模型和向量自回归模型

2.1　协整分析与误差修正模型

若非平稳的时间序列X

经过d次差分转化

为平稳序列,则称X

为d阶单整(integrati on)

的,记为X

～I(d)。平稳的时间序列称为I(0)

序列。如果时间序列Y

、Y

、…、Y

n t

都是d阶单

整的,存在一个向量(α

,α2,…,αn),使得α1Y1t+

Y2t+…+αn Y n t是d-b阶单整的,其中d≥b≥0,则称序列Y1t,Y2t,…,Y n t是(d,b)阶协整,α= (α1,α2,…,αn)称为协整向量。

在检验序列之间是否存在协整关系之前,必须检验每个变量是否为同阶单整,称为单位根检验。单位根检验中最常用的方法是ADF(aug2 mented dickey-fuller)检验。在ADF检验中,有如下3个回归模型:

Δx

=(ρ-1)x t-1+∑

i=1

Δx

t-i

+εi(1)

Δx

=a+(ρ-1)x t-1+∑

i=1

Δx

t-i

+εi(2)

Δx

=α+βt+(ρ-1)x t-1+∑

i=1

Δx

t-i

+εi(3)按从模型式(3)开始到模型式(1)的顺序依

次进行检验,检验假设均为H

:ρ=1。当检验结果为拒绝零假设时,原序列为平稳序列,停止检验[7]。

检验时间序列之间是否存在协整关系,可按E NG LE和GRANGER提出的两步检验法。首先,

收稿日期:2007-08-23.

作者简介:邓爱珍(1964),女,湖南益阳人,浙江工业大学理学院讲师.

建立变量间的回归方程;然后,检验残差序列e^

的单整性,如果检验结果是e^

为I(0)序列,则变量间具有协整关系。此时,称第一步建立的回归方程为协整方程。由协整方程构造误差修正项,并将误差修正项看作一个解释变量,连同其他反映短期波动的解释变量一起建立回归模型,即可得到误差修正模型。

2.2　向量自回归模型及格兰杰因果检验

向量自回归模型(vect or aut oregressive model, VAR)采用多方程联立的形式,在模型的每一个方程中,模型的内生变量对内生变量的滞后项进行回归,从而估计全部内生变量的动态关系。该模型的特点不是以严格的经济理论为基础,模型的解释变量中不包括任何当期变量。

含有N个变量滞后k期的VAR模型为:

Y t=c+Π1Y t-1+Π2Y t-2+…+Πk Y t-k+u t

u t～II D(0,Ω)(4)

式中,Y

t =(y1

y2,t…y N,t)′;c=(c1c2…c N)′;

u t=(u1,t u2,t…u N,t)′;

j =

11,j

12,j

…π

1N,j

21,j

22,j

…π

2N,j

…………

N1,j

N2,j

…π

NN,j

,j=1,2,…,k。式(4)称为VAR(k)模型[8]。VAR(k)模型

中滞后期k的筛选是建模的关键之一。理论上,滞后期的选取通常是越大越好,从而能够完整地反映变量间的动态特征。但是k越大,模型中待估计的参数越多,自由度就越少。因此,要在滞后期与自由度之间寻求一种平衡,一般根据A I C和SC取值最小的准则确定模型的阶数[9]。

格兰杰因果分析是在VAR模型的基础上进行的。以含两个变量X、Y的模型为例,格兰杰因果性的一种表述是:若其他条件不变,当加上变量X的滞后变量后对Y的预测精度不存在显著性改善,则称X对Y存在格兰杰非因果性关系。误差修正模型和VAR模型均可用于预测,前者用于短期预测,后者适用于长期预测。

3　浙江省固定资产投资与G DP关系的实证研究

3.1　固定资产投资与G DP的数据处理及单位根检验

笔者选取1985～2004年浙江省固定资产投

资总额和国内生产总值[10],分别用I

t 和G

表示,

运用Evie ws软件对ln I

和ln G

进行单位根检验。

经过反复测试后,单整检验的3个模型均选取滞

后阶数p=3,检验的结果汇总如表1所示。

表1　l n I

和l n G

的AD F单位根检验的结果

变量检验模型ADF-t统计量5%临界值

式(3)-1.8550-3.7347

ln I

式(2)-0.5016-3.0659

式(1)2.2467-1.9642

Δln I

式(3)-4.0543-3.7611

式(3)-1.6488-3.7347

ln G

式(2)-0.5172-3.0659

式(1)-1.8206-1.9642

式(3)-2.6066-3.7611

Δln G

式(2)-0.2950-3.0818

式(1)-3.6024-1.9658

从表1中可知,序列ln I

、ln G

关于3个模型

的ADF检验的所有统计量的值均大于相应的临

界值,因此,它们都不是平稳序列。ln I

一阶差分

后的序列Δln I

关于模型式(3)的ADF检验的统

计量值为-4.0543,小于临界值-3.7611,因此,

Δln I

可视为白噪声,即ln I

是一阶单整的。同

理,ln G

也是一阶单整的。文中Δln G

和Δln I

的经济意义分别表示G DP增长率和固定资产投

资增长率。

3.2　误差修正模型的建立

由于ln I

、ln G

均为I(1)序列,故可以进一

步讨论它们之间的协整关系。用Evie ws软件求

出长期均衡方程为:

ln G

=0.78936ln I

+2.519327(5)

(47.65)(22.41)R2=0.992,DW=0.53

上述方程的DW值显示残差存在自相关。为

消除自相关,采用Cochrane-O rcutt迭代法。经

过调整以后的回归方程为:

ln G

=0.7182ln I

+3.048(6)

(21.11)(12.14)R2=0.96,DW=1.27

由式(6)导出误差修正项(ec m)为:

ec m t=ln G t-0.71826ln I t-3.048(7)

将ln I

和ln G

的实际值代入式(7)导出残差

序列,由ADF检验(表2)知残差近似为白噪声,

因此ln I

和ln G

确实存在协整关系。

331

第30卷　第1期邓爱珍,等:浙江省固定资产投资与经济增长关系的实证分析

表2　残差序列ecm的AD F单位根检验结果

ADF-t统计量值1%临界值5%临界值10%临界值-3.062266-2.705700-1.961400-1.625700

以误差修正项ec m为模型中解释变量,对模型Δln G

=c+αΔln I t+βec m t-1+εt进行估计,得到误差修正模型为:Δln G

=0.0668+0.4313Δln I t-0.2134ec m t-1 (4.88)　(8.56) (-3.62)

R2=0.83,DW=1.3(8) 3.3　VAR模型的建立及格兰杰因果检验

记y

=Δln G t,x t=Δln I t。运用Evie ws软件,可得含不同滞后阶数的VAR模型整体检验结果,如表3所示。

表3　不同滞后阶数的VAR模型整体检验结果

k=1k=2k=3k=4k=1、2、4k=1、3

A I C-5.211492-4.691443-4.985918-5.321605-5.208894-5.453432 S C-4.914701-4.201317-4.309903-4.471944-4.548047-4.970564

此处k=i、j分别表示模型中含变量的滞后i 期x

t-i

,y t-i和变量的滞后j期x t-j,y t-j。由表3知,当k=1和k=1、3时,A I C值和SC值相对较小,再考虑模型的简单性,故选取模型的滞后阶数k=1。VAR(1)模型为:

y t=0.088-0.083y t-1+0.461x t-1

x t=0.173-1.2y t-1+1.144x t-1

(9)

VAR(1)模型各方程检验结果如表4所示。

表4　VAR(1)模型各方程检验结果

方程决定系数调整决定系数残差平方和方程标准误差

第1个方程0.6795880.6368660.0389540.050960

第2个方程0.4847590.4160610.2357110.125356方程F统计量对数似然比赤池信息量(A I C)施瓦兹信息量(SC)第1个方程15.90737029.680860-2.964540-2.816144

第2个方程7.05630413.478800-1.164311-1.015915

由表4知,在利用VAR(1)模型进行预测时,其第1个方程比第2个方程要好。格兰杰因果检验进一步说明了这一点。当k=1时,格兰杰因果检验结果如表5所示。

表5　GD P增长率与固定投资增长率的格兰杰因果检验原假设样本容量F统计量P值

Y不是X的格兰杰成因183.059690.10068 X不是Y的格兰杰成因—10.264900.00592

此处X和Y分别表示固定资产投资和G DP 的增长率。由表5知,对Y不是X的格兰杰成因的原假设,拒绝其犯第一类错误的概率为0.1,当显著性水平取小于0.1时,是可以拒绝原假设的,即认为Y是X的成因;对X不是Y的格兰杰成因检验的相伴概率约为0.006,表明至少在99%的置信水平下,可以认为X是Y的格兰杰成因。3.4　模型分析与比较

协整方程式(6)反映了固定资产投资和经济增长之间的长期均衡关系;误差修正模型式(8)反映了变量短期波动的相互影响。由式(6)和式(8)知,从长期看,浙江省固定资产投资的弹性系数约为0.72;投资的短期变化将引起全省G DP的相同方向的变化,如果固定资产投资增加10%, G DP将增加约4.3%;滞后一期的ec m项系数的大小-0.2134反映了对偏离长期均衡的调整力度。误差修正项对长期稳定趋势的偏离起了收敛作用,可以自动地调整二者间的动态均衡关系[11]。

将所得的误差修正模型与研究上海情况的文献[1]和研究全国情况的文献[6]中的模型进行比较发现,笔者得到的短期模型中投资波动项的系数约为0.43,大于文献[1]和文献[6]提供的短期模型中的同项系数(分别为0.336和0.333),这说明浙江省的投资波动造成G DP的波动程度较上海和全国而言都要高。格兰杰因果检验表明:固定资产投资增长率的波动成分是G DP 增长率波动成分的格兰杰原因,即投资的波动显著地引起G DP的波动。这说明浙江省的投资波动确实对经济造成了不稳定的影响,而经济的波

431武汉理工大学学报?信息与管理工程版2008年2月

动并没有明显地影响投资的波动。这一方面是由于浙江省民营经济非常活跃,民间资本非常庞大,民间投资热情高;另一方面是宏观经济的良好发展势头不断吸引着投资的增加。为使浙江省经济又好又快地稳定增长,在宏观经济景气时应减少政府投资;同时,有关职能部门可以制定优惠的财税政策,将民间资本引入到公共物品的建设中来,使投资结构更加优化。参考文献:

[1]　王伏虎.固定资产投资与国内生产总值的误差修正

模型研究[J ].江苏大学学报:社会科学版,2005,7

(6):85-89.

[2]　刘金全.我国固定资产投资和经济增长之间影响关

系的实证分析[J ].统计研究,2002(1):26-29.

[3]　陈朝旭.我国固定资产投资规模与宏观经济关系的

实证分析[J ].工业技术经济,2005,24(6):130-132.

[4]　雷　辉.我国固定资产投资与经济增长的实证分析

[J ].国际商务———对外经济贸易大学学报,2006(2):50-53.

[5]　李丽莎.EC M 模型对固定资产投资的实证分析

[J ].中央民族大学学报:自然科学版,2005,14(2):151-154.

[6]　龙　莹.我国固定资产投资与国内生产总值关系的

协整分析[J ].统计与决策,2005(3):71-72.

[7]　易丹辉.数据分析与Evie ws 应用[M ].北京:中国

统计出版社,2002.

[8]　李子奈.高等计量经济学[M ].北京:清华大学出版

社,2000.

[9]　张晓峒.计量经济分析[M ].北京:经济科学出版

社,2000.

[10]　浙江省统计局.2005年浙江统计年鉴[M ].北京:

中国统计出版社,2006.

[11]　高　萍,喻建齐.中部地区工业发展比较研究[J ].

武汉理工大学学报:社会科学版,2007,20(2):155

-158.

E mpi ri cal Analysis of I nvest ment i n Fi xed Assets and Econo m i c Growth of Zheji a ng Provi n ce

D EN G A izhen,L I J inchang

Abstract:Based on the data of G DP fr om 1985t o 2004,t ogether with the cointegrati on theory,the balanced relati onshi p bet w een the invest m ent in fixed assets of Zhejiang Pr ovince and the rate of G DP was analyzed .The err or correcti on model and vect or au 2t oregressive model bet w een the t w o variables were set up.Granger -causality test shows Zhejiang invest m ent in fixed -assets change obvi ously causes the change of G DP,while this G DP Fluctuati on has m inor effect on the invest m ent .Keywords:invest m ent ;econom ic gr owth;cointegrati on;vect or aut oregressive ;granger -causality test D ENG A i zhen:Lect .;School of Science,Zhejiang University of Technol ogy,Hangzhou 310014,China .

[编辑:王志全]

《武汉理工大学学报?信息与管理工程版》2007年出版基本情况统计

2007年度,《武汉理工大学学报?信息与管理工程版》共出版10期(第9期和第11期因故休刊),刊发论文426

篇,合计323万字,篇均页码3.79;发表的论文中,校内稿件291篇,占68.31%,比上年减少6.64个百分点;校外稿件135篇,占31.69%,比上年增加6.64个百分点。各类基金资助论文231篇,占54.23%,比上年减少0.45个百分点。已发表论文中,按第1作者统计,教授,博士生导师论文46篇,占10.80%,比上年减少0.86个百分点;副教授论文131篇,占30.75%,比上年增加5.13个百分点;博士后、博士、博士研究生论文70篇,占16.43%,比上年增加

2.66个百分点;其他179篇,占42.02%,比上年减少6.93个百分点。高级职称作者论文和博士论文两者合计57.98%,比上年增加6.93个百分点。

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