固定資產(chǎn)再生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的作用思考

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建立向量自回歸（VAR）模型

1.確定最大滯后階數(shù)。滯后期的大小關(guān)系到模型殘差是否存在自相關(guān)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(jié)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(yōu)值（數(shù)值帶*），此時既能有效消除殘差中的可能存在的自相關(guān)，又能使得模型自由度達到較優(yōu)，保證了模型估計參數(shù)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(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間格蘭杰因果關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)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(tǒng)計量概率較小而拒絕假設(shè)“l(fā)nFI不是lnGDP的Granger原因”，都因為F統(tǒng)計量概率較大而接受假設(shè)“l(fā)nGDP不是lnFI的Granger原因”。其經(jīng)濟學(xué)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(guān)系，即西安市固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長有促進作用，但經(jīng)濟增長對固定資產(chǎn)投資作用不明顯。

3.建立模型。

（1）模型建立。應(yīng)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(yōu)度較高，F(xiàn)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(shù)量關(guān)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(qū)生產(chǎn)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(chǎn)投資滯后一期因素lnFI（-1）；西安市固定資產(chǎn)投資的影響因素主要是lnFI（-1）和lnGDP（-1）。由估計系數(shù)大小可知，lnGDP（-1）對經(jīng)濟增長的影響較大，lnFI（-1）對經(jīng)濟增長的影響相對較小。經(jīng)濟學(xué)意義為：西安市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，長期內(nèi)西安市經(jīng)濟增長同時受到固定資產(chǎn)投資滯后因素和GDP滯后因素的影響，當年固定資產(chǎn)投資每增加1%，下一年經(jīng)濟增長就會增加0.2864%。

（2）模型檢驗及脈沖響應(yīng)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(shù)都小于（或等于1），即在一個單位圓內(nèi)（或上）。這說明該VAR模型是平穩(wěn)的。圖2表示西安市地區(qū)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資一個標準差新息擾動的動態(tài)反應(yīng)路徑，由圖2可知，西安市固定資產(chǎn)投資的正向沖擊導(dǎo)致地區(qū)生產(chǎn)總值波動在第一年達到最大，之后呈現(xiàn)逐年緩慢下降的趨勢。這說明西安市投資增量對宏觀經(jīng)濟波動的影響的時效比較長，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟推動的衰減速度并不快，應(yīng)該再采取除投資以外的方式來快速推動西安市經(jīng)濟發(fā)展。依Engle定理，假如一組變量存在協(xié)整關(guān)系，則協(xié)整回歸可以轉(zhuǎn)化為誤差修正模型。描述固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：DlnGDP=0.151427EC-1+0.109157DlnGD（P-1）+0.461981DlnF（I-1）-0.003485EC-1是誤差修正項，系數(shù)的大小反應(yīng)了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。本誤差修正模型中修正系數(shù)為0.151427，說明經(jīng)濟增長受多種其他因素影響，經(jīng)濟增長與固定資產(chǎn)投資之間的均衡關(guān)系對當期非均衡誤差調(diào)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(tǒng)中的每個內(nèi)生變量（共m個）的波動（k步預(yù)測均方誤差）按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)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(chǎn)投資對地區(qū)生產(chǎn)總值增長的貢獻度，將西安市生產(chǎn)總值的單位增量分解為一定比例的自身貢獻和固定資產(chǎn)投資的貢獻，結(jié)果（見表5）。由分析結(jié)果可知，固定資產(chǎn)投資規(guī)模對西安市經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用，隨預(yù)測期的增加，西安市固定資產(chǎn)投資對其地區(qū)生產(chǎn)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(yīng)分析的結(jié)論。

主要結(jié)論及建議

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

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

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

4.在適當增加固定資產(chǎn)投資規(guī)模的同時，高度重視技術(shù)進步及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加快經(jīng)濟增長方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，有效避免投資回報率遞減規(guī)律及資本資源稀缺性兩大瓶頸，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長可持續(xù)。

5.一方面要強調(diào)固定資產(chǎn)投資的作用；另一方面應(yīng)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(chǎn)投資及經(jīng)濟增長才是持久的。由宏觀經(jīng)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。（本文作者：王東柱、鐘飛 單位：西安財經(jīng)學(xué)院）