“十一五”至今投資年均增長提高到34.7%，GDP年均增長也相應提高到14.9%。特別是2008年，全球金融危機不斷蔓延，中國為克服外需衰退，平穩(wěn)度過危機，各級政府積極利用擴大投資政策，陜西經(jīng)濟實現(xiàn)平穩(wěn)較快增長，2010年陜西GDP達到10 123.48億元，首次突破1萬億元[1]。

　　摘 要：選取陜西省1983―2012年的國內(nèi)生產(chǎn)總值與固定資產(chǎn)投資兩組時間序列數(shù)據(jù)。用協(xié)整回歸及Granger因果檢驗等方法，分析陜西省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)投資增加對經(jīng)濟增長影響是正向的，但是滯后期不同，兩者之間存在不同的Granger因果關系。

　　關鍵詞：核心期刊發(fā)表,投資,協(xié)整檢驗,Granger,因果檢驗,陜西省

　　引言

　　戴瑞嬌等選取浙江省2004―2007 年17個行業(yè)的民間投資額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，實證分析了浙江省民間投資與經(jīng)濟增長的關系，并提出促進浙江民間投資進一步良性發(fā)展的對策[2]。邱福林等認為農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在協(xié)整和格蘭杰因果關系，且關聯(lián)度緊密，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長促進農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的增加，但由于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資有滯后效應的特性，其在投資達到一定年限后，才會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟起促進作用，且效果顯著[3]。

　　黃旭東等通過對陜西省投資對經(jīng)濟增長的定量分析，陜西投資每增長1個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.607個百分點，它的效應超過勞動每增長一個百分點國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.393個百分點的效應[4]。本文對陜西省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關系進行實證分析，利用好固定資產(chǎn)投資，提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)科技含量，促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，對今后正確處理投資和經(jīng)濟增長的關系、運用投資資金有現(xiàn)實意義[1]。

　　一、數(shù)據(jù)選取及變量說明

　　1.變量的選取

　　本文考慮兩個時間序列，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率和固定資產(chǎn)投資增長率。

　　2.數(shù)據(jù)來源

　　本文所使用的樣本數(shù)據(jù)來自1983―2012年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《陜西統(tǒng)計2012》。

　　3.計量模型的建立

　　本文采用回歸分析法來研究固定資產(chǎn)投資增長率與經(jīng)濟增長率的關系，可建立如下模型：

　　Y=C+βX+u

　　其中c為常數(shù)項，β為回歸系數(shù)，u為誤差項。

　　二、實證分析

　　1.平穩(wěn)性檢驗

　　對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸，需對所有的變量進行平穩(wěn)性檢驗，如果對非平穩(wěn)的時間序列直接進行回歸可能會導致謬回歸，這里采用 ADF 檢驗對所有變量進行單位根檢驗[5]。

　　由上表可以看出，陜西固定資產(chǎn)投資增長率和經(jīng)濟增長率的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%的臨界值，都是平穩(wěn)序列。

　　2.協(xié)整檢驗

　　通過對這兩個變量擬合回歸模型，求出殘差序列，并對殘差序列進行是否平穩(wěn)的單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則說明這兩個變量之間存在協(xié)整關系，即說明這兩個變量之間存在長期的穩(wěn)定關系，若殘差序列非平穩(wěn)，則說明這兩個變量之間不存在協(xié)整關系，即說明這兩個變量之間不存在長期的穩(wěn)定關系[5]。

　　Yt=13.1645+0.2052Xt+u

　　ut是I(0)，即ut是平穩(wěn)的，因此，接受Y與X是協(xié)整的假設。誤差修正項為：

　　ECMt-1= Y -13.1645 - 0.2052 Xt

　　由此可得，陜西省固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關系;即固定資產(chǎn)投資每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加 0.2052%，而由變量前的系數(shù)為正，則表明陜西省固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有正向推動作用。

　　3.誤差修正模型建立

　　上面已經(jīng)建立了協(xié)整方程，而協(xié)整關系僅反映了變量之間的長期均衡關系，誤差修正模型就是為了建立短期的動態(tài)模型以彌補長期靜態(tài)模型的不足，其既能反映不同時間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制[5]。

　　以Y的差分Y1為因變量，以X的差分X1、滯后一期的誤差修正項et-1為自變量：

　　Y1=0.2362+0.1209X1-0.762ECMt-1+Vt

　　根據(jù)上面模型的回歸參數(shù)可以看出，誤差修正項ECMt-1反映了經(jīng)濟增長、固定資產(chǎn)投資短期波動偏離它們長期均衡關系的程度，短期固定資產(chǎn)投資的變化將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變化，經(jīng)濟增長率與固定資產(chǎn)投資增長率的短期彈性為 0.1209，即固定資產(chǎn)投資總額每變動1%，將會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變動0.1209%。

　　固定資產(chǎn)投資在整個社會發(fā)展中占很大比例，對于經(jīng)濟的影響比較大，與我們的結論基本相符。但是固定資產(chǎn)投資每增長 1%，GDP 將增長 0.1209%，這個值比起幾位學者研究全國的0.8 以上要小了很多[6]。可以看出，固定資產(chǎn)投資額的增加帶來了GDP的增加，但投資效益不高，導致經(jīng)濟增長率與固定資產(chǎn)投資增長率之間沒有完全呈現(xiàn)出等比例變化的趨勢，因此陜西的投資計劃還需進行調(diào)整。

　　4.格蘭杰因果關系檢驗

　　由協(xié)整檢驗結果可知，固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定均衡關系，但這種均衡關系是否為因果關系，是由于經(jīng)濟的增長帶來投資增加，還是因投資的增加帶來經(jīng)濟的增長，需進一步的研究。為了檢驗這一因果關系，我們對上述序列的平穩(wěn)形式進行格蘭杰因果檢驗。

　　滯后期數(shù)分別取5-9來考察固定資產(chǎn)投資增長率和經(jīng)濟增長率的關系，當確定5%的顯著性水平時，滯后期數(shù)為9時，固定資產(chǎn)投資增長率在0.00030的水平上為經(jīng)濟增長率的Granger原因，而經(jīng)濟增長率不是固定資產(chǎn)投資增長率的Granger原因。滯后期數(shù)為5-8時可以看出均不能拒絕兩者之間都不互為Granger原因。由此可見，雖然回歸分析部分顯示雙方都存在顯著影響關系，但滯后期不同，兩者之間存在不同因果關系。

　　研究結論

　　在不考慮其他因素的情況下，陜西省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在正向的相關關系，并且它們二者之間存在長期穩(wěn)定的關系和動態(tài)均衡機制。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項的系數(shù)起到了調(diào)整均衡偏差的作用，若出現(xiàn)偏離長期均衡的情況，將會對上一期的非均衡誤差以0.762%的調(diào)整力度對本期國內(nèi)生產(chǎn)總值做出反向修正。

　　陜西省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在雙向格蘭杰因果關系。陜西的經(jīng)濟主要是靠投資拉動，投資對經(jīng)濟增長的拉動作用比較顯著，因此應繼續(xù)加大投資力度，同時要優(yōu)化投資結構，提高投資質(zhì)量和效益，減少重復投資建設，推動技術密集型企業(yè)發(fā)展，促進陜西經(jīng)濟的持續(xù)增長[1]。

　　參考文獻：

　　[1] 陜西省統(tǒng)計局.固定資產(chǎn)投資對陜西經(jīng)濟增長的影響效果研究[Z].

　　[2] 戴瑞嬌，李細滿.浙江民間投資與經(jīng)濟增長――基于灰色關聯(lián)度的分析[J].商業(yè)研究，2010，(7).

　　[3] 邱福林，穆蘭.農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關系的研究――基于協(xié)整和灰色關聯(lián)度的分析[J].四川經(jīng)濟管理學院學報，2010，(6).

　　[4] 黃旭東，張維群.陜西投資規(guī)模和速度對社會經(jīng)濟發(fā)展的影響[J].西安財經(jīng)學院學報，2007，(9).

　　[5] 李子奈，潘文卿.計量經(jīng)濟學：第3版[M].北京：高等教育出版社，2010.

　　[6] 侯曉博.河南固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響[J].當代經(jīng)濟，2009，(9).