“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，平穩度過危機，各級政府積極利用擴大投資政策，陜西經濟實現平穩較快增長，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年的國內生產總值與固定資產投資兩組時間序列數據。用協整回歸及Granger因果檢驗等方法，分析陜西省固定資產投資與經濟增長之間的關系。研究發現，固定資產投資增加對經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：核心期刊發表,投資,協整檢驗,Granger,因果檢驗,陜西省

　　引言

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

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

　　一、數據選取及變量說明

　　1.變量的選取

　　本文考慮兩個時間序列，國內生產總值增長率和固定資產投資增長率。

　　2.數據來源

　　本文所使用的樣本數據來自1983―2012年的年度數據，數據來源于《陜西統計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投資增長率與經濟增長率的關系，可建立如下模型：

　　Y=C+βX+u

　　其中c為常數項，β為回歸系數，u為誤差項。

　　二、實證分析

　　1.平穩性檢驗

　　對時間序列數據進行回歸，需對所有的變量進行平穩性檢驗，如果對非平穩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，陜西固定資產投資增長率和經濟增長率的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%的臨界值，都是平穩序列。

　　2.協整檢驗

　　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的單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明這兩個變量之間存在協整關系，即說明這兩個變量之間存在長期的穩定關系，若殘差序列非平穩，則說明這兩個變量之間不存在協整關系，即說明這兩個變量之間不存在長期的穩定關系[5]。

　　Yt=13.1645+0.2052Xt+u

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

　　ECMt-1= Y -13.1645 - 0.2052 Xt

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

　　3.誤差修正模型建立

　　上面已經建立了協整方程，而協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模型以彌補長期靜態模型的不足，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

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

　　固定資產投資在整個社會發展中占很大比例，對于經濟的影響比較大，與我們的結論基本相符。但是固定資產投資每增長 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，固定資產投資額的增加帶來了GDP的增加，但投資效益不高，導致經濟增長率與固定資產投資增長率之間沒有完全呈現出等比例變化的趨勢，因此陜西的投資計劃還需進行調整。

　　4.格蘭杰因果關系檢驗

　　由協整檢驗結果可知，固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定均衡關系，但這種均衡關系是否為因果關系，是由于經濟的增長帶來投資增加，還是因投資的增加帶來經濟的增長，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形式進行格蘭杰因果檢驗。

　　滯后期數分別取5-9來考察固定資產投資增長率和經濟增長率的關系，當確定5%的顯著性水平時，滯后期數為9時，固定資產投資增長率在0.00030的水平上為經濟增長率的Granger原因，而經濟增長率不是固定資產投資增長率的Granger原因。滯后期數為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，陜西省固定資產投資與經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定的關系和動態均衡機制。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項的系數起到了調整均衡偏差的作用，若出現偏離長期均衡的情況，將會對上一期的非均衡誤差以0.762%的調整力度對本期國內生產總值做出反向修正。

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

　　參考文獻：

　　[1] 陜西省統計局.固定資產投資對陜西經濟增長的影響效果研究[Z].

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

　　[3] 邱福林，穆蘭.農業固定資產投資與農業經濟增長關系的研究――基于協整和灰色關聯度的分析[J].四川經濟管理學院學報，2010，(6).

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

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

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