福建省固定资产投资与经济增长的实证分析.docx

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福建省固定资产投资与经济增长的实证分析

计量经济学课程论文

福建省固定资产投资与经济增长的实证分析

姓名：

张媛

专业：

国际经济与贸易双语实验班

学号：

40502022

指导老师：

周游

2007-12-11

福建省固定资产投资与经济增长的实证分析

专业：

国际经济与贸易双语实验班学号：

40502022作者：

张媛

摘要:

固定资产投资对于经济增长有着重要的作用，本文以计量经济学的模型为基础，对福建省固定资产投资和经济增长进行定量分析.结果表明，固定资产投资能够促进经济增长，而且时间因素对福建的经济增长也有影响。

关键词:

固定资产投资；国内生产总值；计量经济学模型

一．问题的提出

经济增长是指一个国家或地区潜在的国内生产总值（GDP）或国民收入的增加。

在支出法核算国内生产总值中，GDP=消费支出＋投资支出＋政府购买＋净出口，而在中国的现阶段，GDP的增长主要依靠投资拉动。

而固定资产投资作为投资中的重要组成部分，与经济增长有着密切不可分的关系。

自改革开放以来，福建省的经济有着快速的发展：

到2005年生产总值达到了17，004.31亿元（现价计算）比1978年的138.83亿元增长了16，000多亿元；而固定资产投资也是快速稳定的增长，2005年的2344.73亿元的固定资产投资是1978年13.35亿元的175.635倍。

如此看来，固定资产投资对经济增长有着重要的贡献，可是具体又是怎么样的，政府应该如何用好固定资产投资来发展经济呢？

那么用具体的数字来进行实证分析就有着实际的重要意义。

本文就要用1978年到2005年福建省的国内生产总值和固定投资量，借助现代的计量经济学模型和软件（EViews5.0）具体实际的分析固定投资和经济增长的关系。

二．文献综述

学术界已经证明美国等国家的固定资产投资同经济增长之间具有显著的正相关关系（Delong和Summers,1992），即固定资产投资率越高，经济增长速度越快。

在发展中国家，增加机器设备等物质资本投资能提高经济增长的速度，具体地，设备投资对经济增长的贡献率为0.2175，而非设备投资对经济增长的贡献率却只为设备投资的25%;Younge（1995）的研究也表明，物质资本投资增长、人力资本积累和劳动参与率的上升是东亚特别是“四小龙”（香港、新加坡、韩国和台湾）成功实现经济起飞的主要原因。

但是，Orazio等（2001）以欧盟一些国家1965-1995年数据为样本的分析却显示，经济增长可强烈地刺激固定资产投资增长，而投资增长对经济增长的影响为负。

当然，也有研究结果显示，投资增长与经济增长之间相互独立，没有任何因果关系（Lutz,1999;HarrisandVally,2000）。

国内对投资和经济增长之间关系的研究主要集中于相关性分析或简单的回归分析（方世建，付文林，2001;侯荣华，2002），对其因果关系的分析较少。

例如，刘金全等（2002）利用1991－2000年的季度数据实证分析了经济增长与固定资产投资增长之间的因果关系，结果发现投资增长与产出增长之间具有较强的当期相关性和相对较弱的因果关系，但未对时间序列数据进行单位根检验及适当的协整关系检测，对可能存在伪回归。

三．变量的选取及分析

本文我主要选取了两个变量：

1978年到2005年的福建省的固定资产投资和相应年份的福建省的GDP.理论上说,固定资产投资与经济增长是一种相互促进、相互制约的辨证关系:

一方面,固定资产投资对经济总量增长具有强有力的推动作用；另一方面,经济增长水平反过来又会影响固定资产投资的总量水平。

投资对经济增长的促进作用主要通过短期的需求效应和长期的供给效应来实现。

短期的需求效应投资的需求效应是指对任一部门的投资都会形成对其他部门的需求，刺激其他部门的产出增长，进而使整个社会的总产出因投资的发展而产生一种扩大的效应。

投资的供给效应是指生产性固定资产在投入生产的过程中与流动资金相结合，通过生产劳动，再生产出生产资料和劳动资料供给社会，实现生产规模和生产能力的增加。

但是，投资对经济增长的促进作用也是有条件的，即必须满足有足够的投资资金:

有足够的投资要素:

投资资金与投资要素之间应大体保持平衡。

如果不顾投资资金和投资要素的增长状况，过度的投资增长或受抑制的投资增长都将严重影响国民经济的稳定运行。

四．模型建立

（一）数据获得与处理

通过查看《福建统计年鉴2006》并进行了数据处理得到如下表1的数据。

表中的数据都是以1978年的消费价格指数为基准计算的，以消除通货膨胀对数据产生的影响。

表1福建省1952－2005年全社会固定资产投资额（单位：

亿元）

年份

GDP

固定资产投资

年份

GDP

固定资产投资

1978

138.83

13.35

1992

756.9

90.15

1979

151.45

14.88

1993

1027.59

126.48

1980

156.96

16.91

1994

1159.02

147.67

1981

183.61

16.61

1995

1304.3

162.03

1982

199.7

21.26

1996

1441.88

177.45

1983

217.41

23.17

1997

1642.4

198.43

1984

257.43

29.11

1998

1821

232.28

1985

302

42.04

1999

1984.19

232.45

1986

330.89

45.75

2000

2160.81

236.97

1987

391.39

52.92

2001

2330.08

251.6

1988

429.93

51.43

2002

2524.3

274.36

1989

448.88

43.83

2003

2845.36

333.45

1990

510.55

50.11

2004

3171.62

403.89

1991

599.4

61.11

2005

3538.88

487.98

（二）单位根检验与协整分析

GDP和固定资产投资都是时间序列，而在实际的经济领域中，时间序列的观测值大多不是非平稳的，如果直接进行回归的话容易产生伪回归现象。

为了避免这种伪回归的出现，我们先对数据进行单位根检验（ADF的二阶差分，且滞后差分项为0阶的检验）。

由Eviews5.0得：

表2ADF单位根检验

变量

检验形式（C,T,K）

ADF

统计量

临界值

（5%）

是否为

单位根

GDP

C,T,0

-5.852856

-3.6027

I

（2）

GZ

C,T,0

-4.570590

-3.6027

I

（2）

由表2可得两者都是二阶单位根过程，而且两者都是平稳的。

为了分析固定资产投资和经济增长之间是否存在协整关系，本文采用恩格尔－格兰杰（EG）检验法。

对GDP和GZ应用普通最小二乘回归（OLS）估计结果如下：

（1）

t=（1.594173）（40.49844）

=0.984395

=0.983795F=1640.123DW=0.543619

回归结果显示:

t检验、

检验及F检验都显著（取显著性水平α=0.05）。

对上式

（1）的残差进行ADF进行单位根检验，结果如下表3

表3残差项的ADF单位根检验结果

ADFTestStatistic

检验形式（C,T,K）

1%

临界值

5%

临界值

-3.477989

（0,0,2）

-2.6522

-1.9540

由表3，ADF的统计量均小于1％，5%水平下相应的临界值，从而表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，也就是说，福建省的生产总值（LNGDP）和固定资产投资（LNGZ）之间是协整关系。

协整关系也就是意味着二者间存在某种长期稳定的均衡关系。

（三）局部调整模型

由于政府对于固定资产建设是一个复杂的投资过程。

对于当年的国内生产总值不仅要受到当年的固定资产投资的影响,还与前期的国内生产总值有密切的联系。

而且预期的国内生产总值也会影响政府的固定资产投资,即政府会按照预期的经济增长决定投资计划。

因此,我们考虑采用局部调整模型进行分析。

局部调整模型：

由于引入新的解释变量，防止新的模型出现伪回归，现在需要对模型重新进行一次协整分析，根据李子奈老师书中的方法：

对模型中的依次将模型中的一个变量作为被解释变量与其他变量回归，检验各个残差是否平稳，只要其中有一个平稳就可以认为该模型是协整的，回归不会出现伪回归的现象。

对模型

（2）的变量分别回归，检验残差项得到结果如下表5：

表4.残差项的ADF单位根检验结果

ADFTest

Statistic

检验形式（C,T,K）

1%

临界值

5%

临界值

-2.893952

（0,0,1）

-2.6603

-1.9552

ADF的统计量均小于1％，5%水平下相应的临界值，从而表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。

模型

（2）的回归不是伪回归。

对数据进行回归得到结果为：

（2）

t=（2.031986）（3.811000）（16.43684）

=0.998681

=0.998571F=9084.847

回归结果显示:

t检验,F检验均显著,且

，

都比

（1）有明显改善。

（取显著性水平α=0.05）。

对上述回归结果进行异方差检验，由于所选取的是时间序列，所以采用ARCH检验，结果如下表5：

表5.模型

（2）的ARCH检验结果

F-statistic

0.183814

Probability

0.67194

Obs*R-squared

0.197618

Probability

0.656651

在显著性水平α=0.05上,由于α<0.656651,则可知该拟和方程不存在异方差。

对于自相关检验,由于采用的回归模型中含有滞后的被解释变量,所以DW检验不适合,对于该模型应该采用德宾h检验来检验其自相关性。

＝1.9238

查标准正态分布表，在显著性水平

＝0.05时

＝1.96，由于

=1.9238<

所以自回归模型不存在一阶自相关。

（四）模型优化

考虑到福建省的经济增长和固定资产投资有着明显的时间趋势（如图1），因此在模型中引入时间变量T,T=

，同样，因为引入新的变量，对上述的模型（3）中的变量回归进行协整检验，结果如下表7：

表6.残差项的ADF单位根检验结果

ADFTest

Statistic

检验形式（C,T,K）

1%

临界值

5%

临界值

-3.351483

（0,0,1）

-2.6603

-1.9552

表6的结果显示，ADF统计量的值小于1%，5%显著水平下的值，拒绝原假设，上述的变量间是协整关系，进行回归不可能出现伪回归的现象。

在模型中加入时间变量后，应用普通最小二乘法回归得到结果如下：

（3）

t=（-1.177140）（4.559311）（15.01368）（2.732689）

=0.999004

=0.998874F=7691.194

图1.GDP,GZ的时间趋势图

回归结果显示:

在

=0.05显著性水平下，t检验,F检验都十分显著,且

，

都比

（2）有较大的改善。

对上述模型进行ARCH检验，看是否存在异方差，结果如下表8：

表7.含时间变量模型的ARCH检验

F-statistic

0.008592

    Probability

0.926919

Obs*R-squared

0.009304

     Probability

0.923157

在α=0.05的显著性水平下,α<0.923157,则可知该拟和方程不存在异方差。

自相关德宾h检验:

1.289647

在显著性水平α=0.05上,查标准正态分布表临界值

＝1.96,由于

=1.289647<

故模型误差项不存在一阶序列自相关。

通过上面的各种假设检验，可以看出优化的模型明显的比

（1）,

（2）要好。

所以得到最终的回归模型：

五．结论

利用上述得到的回归方程拟和得到福建省1978-2005年的GDP值,并将所得到数据与历年统计GDP值进行比较,从下图2可以看出拟和较好,故该回归模型很好的解释了福建省1978-2005年固定资产投资与经济增长之间的关系。

图2.实际GDP与回归拟合的GDP比较

自改革开放以来，福建人民在省政府的正确领导下，依靠自身优势，积极引进各种投资，落实科学的发展观，辛勤的劳作，取得了经济的迅速发展。

本文从实证的角度分析了固定资产投资对福建省经济增长的影响。

分析结果表明，福建的经济增长不仅受到了固定资产投资的积极影响，时间因素在对经济增长有一定作用；经济增长是一个持续的过程，今年的省内生产总值不止和今年的固定资产投资有着密切关系，以前的省内生产总值也会对此产生影响。

这就指导我们应该扩大固定资产投资的同时积极的进行生产，发展福建的经济，从而吸引更多的投资来到福建省。

发展固然十分的重要，但我们在发展经济的同时，政府的有关部门也需要协调工作，正确处理好经济发展与环境的关系，经济发展与人口，经济发展与资源的关系，尤其是不可在生资源的关系，带领福建人民走上科学，环保，快速的发展之路。

六．参考文献

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HowRobustistheNexus?

BrookingsPapersonEconomicActivity（fall）.

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中国人民大学出版社2004（9）

3.华小全.安徽省经济增长的要素分析.江淮论坛,2005（6）:

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4.李子奈.计量经济学北京：

高等教育出版社2005

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26~29

6.庞皓主编.计量经济学北京：

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7.武晓玲,张亚琼,詹志华固定资产投资对电信业发展影响的计量分析太原：

山西财经大学学报2007（8）

8.张晓峒主编.计量经济学软件EViews使用指南天津：

南开大学出版社，2003

9.数据来源：

《福建统计年鉴2006》www.stats-