基礎設施投資與經(jīng)濟增長的誤差修正模型探究

1、基礎設施投資與經(jīng)濟增長的誤差修正模型探究 基礎設施投資與經(jīng)濟增長的誤差修正模型探究摘要：本文對遼寧省基礎設施投資和國民經(jīng)濟之間的關系進行了定量的分析，建立了能反映二者之間長期均衡和短期波動關系的誤差修正模型。從模型分析的結果顯示，GDP 對基礎設施投資拉動力系數(shù)都大大超過它們各自在GDP 中所占的比重。這表明基礎設施投資能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟的增長，是刺激經(jīng)濟活動的重要手段之一。關鍵詞：基礎設施投資 經(jīng)濟增長 誤差修正模型一、問題的提出基礎設施產(chǎn)業(yè)一直是制約我國經(jīng)濟發(fā)展的一個“瓶頸”，上世紀90 年代以來，特別是“九五”以來，為了彌補欠賬克服有效需求不足，國家大大加強了基礎設施建設投資力度，

2、投資總額在逐年增長。但基礎設施建設投資對經(jīng)濟增長拉動作用究竟貢獻有多大，并沒有人進行深入細致的定量研究。因此，研究如何測定基礎設施投資對經(jīng)濟增長的拉動作用，并對未來做出預測安排，無論從理論上還是從實踐上說都是一個很重要的課題。它對確定我國乃至遼寧省基礎設施建設的投資速度、投資方向、投資結構比例，以及基礎設施投資應占全社會固定資產(chǎn)投資的比例，并以此拉動經(jīng)濟增長、帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、擴大就業(yè)等都有著重要意義。本文擬采用動態(tài)計量經(jīng)濟學所倡導的誤差修正模型來描述基礎設施投資對國民經(jīng)濟的拉動作用。20 世紀70年代末80 年代初，以英國經(jīng)濟學家D·F·Hendry（D.F. 亨德理）

3、為代表，提出了動態(tài)建模的方法，交替利用經(jīng)濟理論和經(jīng)濟數(shù)據(jù)提供的信息，在協(xié)整理論的基礎上建立反映變量短期波動和長期均衡的誤差修正模型（D ·F ·Hendry，1998）。二、數(shù)據(jù)和誤差修正模型基礎設施投資在不同地區(qū)對經(jīng)濟增長的拉動作用不同，本文除了用全省的基礎設施投資作為衡量基礎設施投資活動對國民經(jīng)濟的拉動作用的一個變量外，同時還將南、中、西三大地區(qū)基礎設施投資分別作為衡量地區(qū)基礎設施投資對各地區(qū)國民經(jīng)濟拉動作用的變量來分析基礎設施投資在不同地區(qū)國民經(jīng)濟增長中的作用大小。這些變量的符號如下：CIIT ：全省基礎設施投資；CIIN ：南部地區(qū)基礎設施投資；CIIZ ：中部地區(qū)

4、基礎設施投資；CIIX ：西部地區(qū)基礎設施投資；GDPT ：全省的國內生產(chǎn)總值；GDPN ：南部地區(qū)國內生產(chǎn)總值；GDPZ ：中部地區(qū)國內生產(chǎn)總值；GDPX ：西部地區(qū)國內生產(chǎn)總值。本研究中的數(shù)據(jù)都來源于中國統(tǒng)計年鑒及遼寧省市統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)自1990年始，且已經(jīng)折算為1990年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數(shù)據(jù)內在的規(guī)律性。在本研究中，采用EVIEWS3.1軟件包進行統(tǒng)計分析。各年的數(shù)據(jù)如下表4-5：根據(jù)Dickey （迪克伊）和Fuller （福爾）1979年、1980 年提出的ADF(非平穩(wěn)性檢驗 方法對經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行的單證檢驗顯示：在經(jīng)濟數(shù)據(jù)中，以不變價格表示的流量序列往往

5、表現(xiàn)為一階單整。因此，從理論上講，Ln(GDP和Ln （CII ）序列都是一階單整，所以，Ln(GDP 和Ln （CII ）之間存在協(xié)整關系。（一）長期均衡方程的設定經(jīng)過上述分析，因而可以直接采用OLS 法（普通最小二乘法）來估計Ln(GDP和Ln(CII之間的長期均衡關系，求得它們之間的長期均衡方程。利用表4-5 中的數(shù)據(jù)，用簡單現(xiàn)行回歸法，使用EVIEWS3.1統(tǒng)計分析軟件，求得遼寧省及其南、中、西部地區(qū)基礎設施投資長期均衡方程（注：括號內的數(shù)字為統(tǒng)計檢驗中的t 值，以下相同。）為：LnGDPT,t=5.635+0.572LnCIIT,t (全省 （31.675） (22.96Ad.jus

6、ted R2=0.972F=527.26(1LnGDPN,t=5.185+0.578LnCIIN,T (南部地區(qū) （41.26） (26.068Ad.justed R2=0.978 F=679.546（2）LnGDPZ,t=4.925+0.648LnCIIZ,t (中部地區(qū) （37.549） （32.111）Ad.justed R2=0.986 F=1031.117(3LnGDPX,t=5.048+0.525LnCIIX,t (西部地區(qū) （35.389） (19.413Ad.justed R2=0.962 F=376.85(4從上面長期均衡方程看，正體顯著性明顯滿足。各項系數(shù)的顯著性檢驗均順利

7、通過。因此，可以從長期均衡方程計算出ecm(誤差修正項 序列：ecmT,t-1=LnGDPT,t-1-5.635-0.572LnCIIT,t-1 (全省ecmT,t-1=LnGDPN,t-1-5.185-0.578LnCIIN,t-1 (南部地區(qū)ecmT,t-1=LnGDPZ,t-1-4.925-0.648LnCIIZ,t-1 (中部地區(qū)ecmT,t-1=LnGDPX,t-1-5.048-0.525LnCIIX,t-1 (西部地區(qū)（二）建立誤差修正模型根據(jù)誤差修正模型方程，我們設定基礎設施投資的誤差修正模型為： LnGDPt= 0+ 1 LnCIIt+ ecmt-1+ t 用普通最小二乘法（O

8、LS ）進行估計，得到結果如下：LnGDPT ，t=0.0489+0.267LnCIIT ，t-0.124ecmt-1+t （全?。?.715） (4.814 (-1.099Ad.justed R2=0.672 F=12.268(5=0.001(方程失效的概率 ，可見整體顯著性明顯滿足。LnGDPN ，t=0.041+0.312 LnCIIN ，t-0.395ecmt-1+t （南部地區(qū)）（2.52） (3.589 (-2.167Ad.justed R2=0.55 F=7.442(6 =0.008(方程失效的概率 ，可見整體顯著性明顯滿足。LnGDPZ ，t=0.0501+0.34 LnCI

9、IZ ，t-0.407ecmt-1+t （中部地區(qū)）（3.061） (4.061 (-2.083 Ad.justed R2=0.587 F=8.545(7 =0.005(方程失效的概率 ，可見整體顯著性明顯滿足。LnGDPX ，t=0.044+0.262LnCIIX ，t-0.142ecmt-1+t （西部地區(qū)）（2.58） (2.925 (-0.831Ad.justed R2=0.431 F=4.54(8 =0.003(方程失效的概率 ，可見整體顯著性明顯滿足。 從變量顯著性檢驗來看，四個方程除了全省和西部地區(qū)方程中ecmt-1 的顯著性在85%和80% 外，其他方程中變量的顯著性均在98%

10、 以上。所有方程變量的顯著性都較高，能基本滿足分析的要求。三、模型中參數(shù)的經(jīng)濟含義（一）拉動效率分析為了進一步分析基礎設施投資對國民經(jīng)濟拉動作用的大小，引入一個新的系數(shù)，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP 對基礎設施投資拉動力系數(shù)（在基礎設施投資的誤差修正模型中，LnCIIT 前面的系數(shù)1）與該基礎設施基礎投資在GDP 中所占份額的比值，用q 表示，即q=D/S，D 表示在某一考察期內GDP 對基礎實施投資的拉動力系數(shù)，S 表示基礎設施投資在考察期內占據(jù)GDP 的平均百分比。如果q 1，這表明基礎設施投資在這一期間內對GDP 的拉動作用是積極的，超過了自身在GDP 中所占的份額，是高效率的。相

11、反，如果q<1,則表示這種拉動作用是消極的，少于變量自身占據(jù)GDP 的份額，是低效率的。根據(jù)相關數(shù)據(jù)計算結果如下表4-6： >由此可見，基礎設施投資對經(jīng)濟增長的拉動作用都是積極的，q 超過了1，從三大地區(qū)來看，南、中部地區(qū)基礎設施投資在國民經(jīng)濟中的份額為8.94%和8.29%，西部地區(qū)略低點，但是其拉動效率卻是最高的，說明遼寧西部地區(qū)基礎設施底子薄，但是一旦加大力度對其進行投資完善，其對經(jīng)濟增長的拉動作用效果非常明顯?？傮w來看，三大地區(qū)基礎設施投資對經(jīng)濟增長的拉動作用都很積極。這進一步驗證了在本文開始時所提到的定性研究的結論，基礎設施投資在經(jīng)濟發(fā)展中起著十分重大的作用，能夠高效率地

12、拉動經(jīng)濟增長。（二）誤差修正項（ECM ）的分析ECM 項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，稀疏的估計值一般是負值。對于全省的基礎設施投資方程，ECM 前面的系數(shù)是-0.124, 由此看來，調整的力度不是很大。調整的過程大致如下： LnGDPT ，t=5.635+0.572 LnCIIT ，t 若（t-1）時刻， LnGDPT ，t 5.635+0.572 LnCIIT ，t, 則ECM 為正，調整項為負，使 LnGDPT ，t 減少，從而t 時刻的G D P 增長變慢；若（t - 1 ）時刻，LnGDPT ，t <5.635+0.572 LnCIIT，t ,調整項為正，使 Ln

13、GDPT，t 增加，從而t 時刻的GDP 增長加速。這一過程體現(xiàn)了長期均衡誤差對LnGDPT ，t 的控制。對于南、中、西部地區(qū)基礎設施投資方程，ECM 前面的系數(shù)分別是0.395,0.407,0.142, 這表明南、中部地區(qū)的調整的力度比西部要大，但整體調整力度仍較小。同時也可看出，在南、中部地區(qū)基礎設施投資長期波動和短期波動同時影響GDP 的增長變化，長短期均衡控制作用均較大，但在西部地區(qū)長期均衡的控制作用小些。這說明遼南、遼中地區(qū)基礎設施投資已具備了一定的規(guī)模，但隨著經(jīng)濟發(fā)展，仍需要進行大量的投入來滿足經(jīng)濟發(fā)展的需要，而對于遼西地區(qū)來講，基礎設施投資還須加大力度投資，實行在量上的積累盡快具備一定的規(guī)模，與經(jīng)濟發(fā)展相適應，最終達到拉動經(jīng)濟增長的目的。>參考文獻：1中國發(fā)展研究院. 中國宏觀經(jīng)濟分析M.天津：南開大學出版社，1997.38.3陳炳煌. 當前投資拉動經(jīng)濟增長中應注意的幾個問題J.龍巖師專學報，2000,(6.4黃聰，李啟明，申立銀. 中國建設推動力的計量模型與分析研究J.東南大學學報，2000，（4）.5李子奈. 計量經(jīng)濟學方法和應用M.北京：清華大