固定资产投资论文关于浙江固定资产投资经济增长关系的实证论文范文参考资料

固定资产投资论文关于浙江固定资产投资经济增长关系的实证论文范文参考资料 【摘 要】本文基于浙江省1992xx年的经济数据，利用经济学原理和计量经济学的经典回归分析、协整分析以及格兰杰因果检验的理论策略，实证研究分析了浙江省固定资产投资与经济增长之间的关系。结果表明，浙江省农村固定资产投资与经济增长之间存在着长期的均衡关系，在不同的滞后期，二者之间存在着一定的格兰杰因果关系。 【关键词】经典回归分析；协整分析；格兰杰因果检验 固定资产投资作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，在浙江经济发展中占有非常重要的地位。1992年浙江省实际GDP为656.71亿元，而xx年实际GDP高达6671.85亿元，如此快得经济增长速度离不开巨大的投资。在外需紧缩、居民消费难以启动的情况下，如何正确处理好固定资产投资和经济增长之间的关系就显得尤为重要。 二、浙江城镇固定资产投资与经济增长关系的实证 本文选取浙江省1992xx年的全社会固定资产投资作为固定资产投资的数据指标，用1992xx年浙江省的实际GDP作为经济增长的指标，对浙江省固定资产投资与经济增长的关系进行实证分析。本文主要数据中经网统计数据库和（同方）中国统计年鉴，实际应用中的数据经过了1978年价格指数的平减。因为对数据取自然对数能使指数趋势变成线性趋势并且不会转变原始数据的协整关系，所以本文对原始数据进行了自然对数的变化。各变量含义如下：Yt表示浙江的实际GDP，Xt表示浙江的固定资产投资，其自然对数分别为LNYt和 LNXt。假设该模型的表达式为：LNYt=+LNXt+t。其中和是两个待估常数，t为随机扰动项。本文对数据的分析处理所使用的软件是EViews6.0。 1.经典计量回归分析。根据上文的模型假定，用普通最小二乘法得到如下的回归结果：LNt=1.756+0.963*LNXt（1），t：（29.475）（100.984），R2=0.998 D.W=0.413 s.e.=0.030 AIC=-4.063 SC=-3.963。R2=0.998说明上式的拟合情况较好，即LNYt变差的99.8%由变量LNXt解释，进一步说明城镇固定资产投资与 GDP呈现出正相关关系。s.e.较小，说明回归效果很好（如图1）。 本文接下来对回归结果进行检验。显著性检验。在=0.05的显著水平下自由度为18的t分布临界值即t0.025（18）=2.09，因此和是两个待估常数通过显著性检验。自相关检验。由图2可以初步判断序列可能存在自相关。由Q统计量得：在=0.05的显著水平下，当Q统计量小于卡方统计量值的时候，那么接受原假设即残差不存在序列自相关；当Q统计量大于卡方统计量值的时候，那么接受残差存在序列自相关。 由滞后12期的残差自相关表所得：x2=21.026小于Q统计量等于22.812，所以认为残差存在序列自相关。因此对模型进行修正，加入ma（1）得到的回归结果如下：LNt=1.804+0.955* LNXt+0.901*t-1（2），R2=0.999 D.W=1.184 s.e.=0.018 AIC= -5.084 SC=-4.934，再通过滞后12期的残差自相关表所得： x2（12）=21.026大于Q统计量等于10.614，所以认为模型（2）消除了自相关。异方差检验。依据怀特检验（White）原则可知：若TR2x2（3）时，则t-具有同方差；若时，则存在异方差。因为在=0.05的显著水平下，自由度为3的卡方分布的值为7.815，并且该模型的TR2=7.068，所以模型不存在异方差性。 2.协整分析。经典的线性回归模型通常假定序列是平稳的，但是时间序列可能是非平稳序列，因此对时间序列进行平稳性检验是必要的。时间序列平稳性检验常用的策略是单位根检验，常用的策略有ADF检验和PP检验，本文采用ADF检验。图3是LNY和LNX的时序列图。 由图3可知，LNY和LNX变化趋势基本相同，很可能存在协整关系。采用ADF检验法对变量进行单位根检验，结果如下表1所示： 由表1可知，序列LNY和LNX不存在单位根，为平稳序列，说明LNY与LNX均为一阶单整序列。对于两个非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这两个变量之间可能存在着协整关系，因此运用EG两步法来检验LNY和LNX是否存在协整关系。第一步，建立协整回归模型，也就是模型（1）。第二步，对模型（1）的残差进行平稳性检验，如果残差e平稳，则说明两变量存在协整关系；如果残差e不平稳，则说明两变量不存在协整关系，也就是说明模型（1）是伪回归。对残差e进行单位根检验，结果如下表2所示： 由表2可得，浙江省固定资产投资与经济增长之间存在协整关系，即二者存在长期的均衡关系，可以建立误差修正模型，实际GDP如何围绕长期均衡关系进行短期波动规律的揭示通过误差修正模型来完成。首先建立最简单模型ECMt-1：LNY=f（C，LNX，et-1）。估计结果如下：LNY=-0.008+1.0548*LNX-0.437*e（t-1），但是DW未能通过检验，应增大差分变量的滞后阶数，重新建立误差修正模型。抽象表示为LNY=f（C，LNYt-1，LNX，LNXt-1，et-2），经删除t检验部不显著的变量，最后的误差修正模型（记为ECMt-2）估计结果如下：LNYt=0.969*LNXt-0.283*e（t-2）（3），t：（40.732）（-2.717）， R2=0.769=0.754 D.W=2.036 s.e.=0.012 AIC=-5.827。模型（1）反应了固定资产投资和经济增长之间的长期关系，而模型（3）则说明了固定资产投资短期变化对经济学增长的影响。误差修正项et-2的系数为负数，符合相反修正机制，值为-0.283，模型对非均衡的修正速度是0.283。其经济含义是当浙江的固定投资、经济增长偏离均衡状态时，模型（3）的经济系统已这种偏离（误差）的0.283倍强度在下一期朝着均衡点调整。为了检验浙江固定资产投资与经济增长之间的因果关系，本文采用Granger因果检验法，检验结果见表3。当滞后期为1年时，LNX可以算是LNY的格兰杰理由；当滞后期为5年时，LNY是LNX的格兰杰理由。根据经济学理论，投资会拉动GDP变动，GDP的增加也会加大投资，但表3反应的并没有那么明显，笔者认为这可能是样本容量不够大所导致的。 参 考 文 献 1张晓峒.应用数量经济学M.北京：机械工业出版社，xx 3钟秉盛.广东城镇固定资产投资与经济增