1、计量经济学论文 固定资产投资的计量经济学分析计量经济学论文 固定资产投资的计量经济学分析 计量经济学论文 固定资产投资的计量经济学分析 固 定 资 产 投 资 的 计 量 经 济 学 分 析 姓名： 班级： 学号： 固定资产投资的计量经济学分析 摘要：改革开放以来，我国固定资产投资已经经历两次高速增长。 其一是1984-1988年期间，有城市经济体制改革引发的集体经济投资快速增长引致的。 其二是1991-1994年经济过热期间由国有经济和集体经济投资的快速增长引致的。 此后，受紧缩性宏观调控政策，亚洲金融危机及结构性供过于求等多种因素的影响，固定资产投资增速在1995年以后大幅度下滑，到199
2、9年降为5.1%。 2000年以后，固定资产投资增长恢复上升趋势，本轮投资快速增长主要是由非国有经济投资快速增长拉动的。 本文建立了一个以国内生产总值GDP为因变量，以其他可量化的影响因素为解释变量的多元线性回归模型；运用多因素分析法对GDP的增长变动及其主要影响因素进行了实证分析，从而得到相当启示，并结合我国现在的GDP增长情况，为未来我国因固定资产而引起的GDP变动情况提供了依据。 关键词：GDP 固定资产投资 计量经济学 多元线性回归模型 一、问题的提出 全社会固定资产是社会固定资产再生产的主要手段。 通过建造和购置固定资产的活动，国民经济不断采用先进技术装备，建立新兴部门，进一步调整经
3、济结构和生产力的地区分布，增强经济实力，为改善人民物质文化生活创造物质条件。 这对我国的社会主义现代化建设具有重要意义。 1978年至2005年间，中国经济平均年增长率在9.5%左右，中国经济增长波动的标准差约3个百分点。 中国现阶段的经济增长只是达到了27年来的平均水平，预计2006年的增长速度在8%-9%，也仍属正常范围内。 与之形成对照的是，同期中国固定资产投资的增速的确过快。 从中国目前的现实出发，中国固定资产投资增幅已金额近27%，2004年达到25.8%。 经过2004年的宏观调控，固定资产投资过快的趋势已经得到一定的缓解，通货膨胀压力正在减轻。 从总量数据来看，目前固定资产投资的
4、增长率仍在高水平徘徊，政府的紧缩政策对投资的控制力度似乎不够。 但通过对部门分类的投资数据分析，我们发现，中国的固定资产投资结构2004年已经发生了显著的变化。 首先，制造业投资的年比增长率下降了近一半，同时，农林牧业的投资终止了连年下降的势头，由年初的25.1%负增长变为23.1%的正增长，此外，在制造业内部，对交通和矿业等瓶颈产业的投资不降反升。 由此可见，2004年中国政府的宏观调控更加注重于治理经济结构，而非市场理解的控制增长总量。 长期以来，国际经济界断定中国近年来的经济成长主要归功于“投资拉动”。 然而我们发现，虽然在上世纪80和90年代固定资产投资对中国经济增长的贡献首屈一指，但
5、自2002年一季度至今，消费对于GDP增长的贡献已经超过了固定资产投资的贡献。 经济结构已经从“投资拉动”转型“消费拉动”。 2006年，中国政府将继续实行“稳健”的货币政策和财政政策。 根据我们的理解，稳健的货币政策意味着央行在2006年仍将会保持利率政策适度从紧，而稳健的财政政策则表明财政部会减少国债的发行规模，消减政府赤字。 如果这些宏观政策得以贯彻实施，同时外部经济环境保持稳定，我们预计2005年中国固定资产投资的增长可以控制在20%左右，GDP增长将会稳定在8%左右。 目前，投资率和固定资产率进一步提高；投资率和固定资产投资率分别从2000年的36.4%和36.8%提高到2002年的
6、39.4%和42.49%，2003年前三季度固定资产率进一步提高到43.43%，是1953年以来的历史最高水平。 二、理论综述 全社会固定资产投资时社会固定资产再生产的主要手段。 通过建造和购置固定资产的活动，国民经济不断采用先进技术装备，建立新型部门，进一步调整经济结构和生产力的地区分布，增强经济实力，为改善人民物质文化生活创造物质条件。 这对我国的社会和主义现代化建设具有重要意义。 固定资产投资额是以货币形式表现的建造和购置固定资产活动的工作量，它是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。 全社会固定资产投资按经济类型可分为国有、集体、个体、联营、股份制、外资、港澳台商
7、和其他等。 固定资产投资具有两重性，既对生产构成需求，又能增加生产能力，从而增加供给。 投资自身的两重性决定了投资对经济增长也具有双重效应： 需求效应和供给效应。 （一）投资的需求效应 固定资产投资的实现过程，就是不断运用货币资金购买生产资料和支付工资、不断进行购买和建造的过程，这一过程必然会引起对生产资料和消费资料的大量需求，进而引起国民经济需求总量的增加，这就是投资的需求效应。 （二）投资的供给效应 投资实现为固定资产后，非生产性固定资产一经交付使用就直接供给社会消费，生产性固定资产则再投入生产，为生产提供劳动资料，并与流动资金相结合， 通过生产劳动，再生产出产品（ 生产资料和消费资料）供
8、给社会，产生一系列与之相关联的刺激其他产品生产增加的效应，这就是投资的供给效应。 我国当前固定资产投资增长的主要特征： （一）非国有经济史新一轮投资快速增长的主导力量。 （二）政府投资的诱导作用弱化，市场约束力加强；在市场经济框架基本建立，企业预算约束僵化之后，市场对企业的投资行为的约束力不断加强。 （三）企业技术改造意愿加强，更新改造投资相对快速增长。 （四）制造业和社会服务业投资快速增长，在投资总额中的比重持续提升；2000年以来我国投资结构的这一变化特征，表明我国经济结构在经过多年的调整后，已进入制造业和服务业相对快速发展为特征的新工业化时期。 三、模型设定 （一）影响因素的分析 因为全
9、社会固定资产投资按经济类型可分为国有经济、集体经济、个体经济、外商投资经济、股份制经济和农村经济等等，在这其中我们选取影响比较显著的三个因素，来作为固定资产投资对GDP影响的主要因素进行分析研究。 我们初步认为这三个因素对GDP都有正相关的影响，只是影响程度有多不同，即认为这些因素的系数符号均可能为正，但需要通过具体的数据分析来确定。 （二）变量选取 被解释变量 Y 国内生产总值GDP （亿元） 解释变量 X1 国有固定资产投资额 （亿元） X2 集体经济固定资产投资额 （亿元） X3 个体经济固定资产投资额 （亿元） （三）数据收集 我们选择时间序列的年度数据，样本期为1980-2005年，
10、共26个样本。 数据来源为1980-2005中国统计年鉴。 国内生产总值和全社会固定资产投资（按经济类型分） （四）建立模型 固定资产对一个企业来说是其主要的劳动手段，它的价值是逐渐的转移到所生产的产品上去。 企业同时又是重要的市场主体，因此对固定资产的投资间接地影响得到了一个经济体的产出，这里主要对GDP及国有固定资产投资额，集体经济固定资产投资额，个体经济固定资产投资额，进行计量经济学多元线性回归模型分析。 为分析国内生产总值GDP（Y）与解释变量（X）间的关系，特作如下线性图： 由图可得，Y、X1、X2和X3均为逐年增长，但是增长率有所不同。 说明各个变量之间不一定存在线性关系。 为分析
11、国内生产总值GDP的影响因素，故可根据经济学理论暂建立如下多元线性回归模型的数学形式： Yt=C+1X1t+2X2t+3X3t+Ut （五）参数估计值的范围 -C 为截距项，表示在没有国有固定资产投资额、集体经济固定资产投资额和个体经济固定资产投资额的影响下，国内生产总值GDP的数值。 -1 度量了国有固定资产投资额对GDP的影响程度，表示国有经济每增加一个单位，GDP平均增加多少个单位。 -2 度量了集体经济固定资产投资额对GDP的影响程度，表示集体经济每增加一个单位，GDP平均增加多少个单位。 -3 度量了个体经济固定资产投资额对GDP的影响程度，表示个体经济每增加一个单位，GDP平均增加
12、多少个单位。 四、估计参数 根据数据建立多元线性回归返程，首先利用Eviews软件对模型进行OLS估计，得样本回归方程。 利用Eviews输出结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 17:09 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1579.698 1416.258 -1.115403 0.2767 X1 5.313965 0.572196
13、 9.286968 0.0000 X2 -0.918744 2.740881 -0.335200 0.7406 X3 3.303170 1.643380 2.009985 0.0569 R-squared 0.995298 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.994657 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 3893.704 Akaike info criterion 19.51275 Sum squared resid 3.34E+08 Schwarz criterion
14、19.70630 Log likelihood -249.6657 F-statistic 1552.385 Durbin-Watson stat 1.029999 Prob(F-statistic) 0.000000 （图4.1） 根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为： t=-1579.698+5.313965X1+(-0.918744)X2+3.30317X3 (1416.258) (0.572196) (2.740881) (1.643380) t=(-1.115043) (9.286968) (-0.335200) (2.009985) R=0.995298 =0.994657 F
15、=1552.385 df=26 五、模型检验 （一）经济意义检验 模型估计结果说明：在假定其他变量不变的情况下，国有固定资产投资额每增长一单位，平均说来国内生产总值GDP就会增长5.313965个单位；在假定其他变量不变的情况下，集体经济固定资产投资额每增长一单位，平均说来国内生产总值GDP就会减少0.918744个单位；在假定其他变量不变的情况下，个体经济固定资产投资额每增长一单位，平均说来国内生产总值GDP就会增长3.30317个单位。 由此可以看到，集体经济固定资产投资额在模型中每增加一单位，反而会带来国内生产总值GDP下降0.918744个单位。 很明显，这与经济常识不相符。 （二）统
16、计意义检验 1、拟合优度检验 由图4.1可以看出，可决系数R=0.995298，修正可决系数 =0.994657。 说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即三个解释变量对被解释变量“国内生产总值GDP”的绝大部分差异做出了解释。 2、F检验 针对H0：1=2=3= 0，给定显著性水平=0.05，在F分布表中查出自由度为k-1=3和n-k=22的临界值F（3,22）=3.05，由上表中得到F=1552.385 F（3,22）=3.05,所以应拒绝原假设H0：1=2=3= 0，说明回归方程显著，即“国有固定资产投资额”，“集体经济固定资产投资额”和“个体经济固定资产投资额”等变量联合起来确实对“国
17、内生产总值GDP”有显著影响。 3、t检验 对回归系数的t检验：分别针对H0：j=0(j=1,2,3),给定显著性水平=0.05，差t分布表得自由度为n-k=22的临界值t/2(n-k)=2.074。 由回归结果得知，与1,2,3 对应的t统计量分别为0.572196、2.740881、1.643380，2的绝对值大于t/2(n-k)=2.060，说明在显著性水平=0.05下，拒绝H0：j=0(j=2) ，t检验显著。 但是X1和X2的t检验并不显著。 也就是说，在其他解释变量不变的情况下，解释变量“集体经济固定资产投资额”（X2）对被解释变量“国内生产总值GDP”（Y）有显著影响，而“国有固
18、定资产投资额”和“个体经济固定资产投资额”对“国内生产总值GDP（Y）”的影响不具有系统显著性。 根据以上可得，该模型可能存在着严重的多重共线性。 （三）计量经济学检验 1、多重共线性检验 由统计意义检验可知，该模型可决系数及修正可决系数均很高，F检验值也很大。 但是当显著性水平=0.05时，X1，X3的系数t检验均不显著，这表明很可能存在着严重的多重共线性。 简单相关系数检验法 做多重共线性检验，利用简单相关系数矩阵法得到下列矩阵： （图5.1） 由图5.1相关关系矩阵可以发现，各解释变量之间相关系数很高，证明模型确实存在严重的多重共线性。 逐步回归检验法修正 分别作Y对X1、X2、X3的一
19、元回归，结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 20:59 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2999.646 1377.258 -2.177984 0.0395 X1 6.230272 0.109905 56.68798 0.0000 R-squared 0.992587 Mean dependent var 55200.85 Adj
20、usted R-squared 0.992278 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 4681.014 Akaike info criterion 19.81422 Sum squared resid 5.26E+08 Schwarz criterion 19.91100 Log likelihood -255.5849 F-statistic 3213.527 Durbin-Watson stat 0.607205 Prob(F-statistic) 0.000000 (图5.2） Dependent Variable: Y Meth
21、od: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 21:00 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 7542.796 2280.494 3.307528 0.0030 X2 16.24307 0.527432 30.79650 0.0000 R-squared 0.975319 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.974291 S.D. dependen
22、t var 53269.26 S.E. of regression 8541.196 Akaike info criterion 21.01699 Sum squared resid 1.75E+09 Schwarz criterion 21.11377 Log likelihood -271.2209 F-statistic 948.4246 Durbin-Watson stat 0.380522 Prob(F-statistic) 0.000000 (图5.3) Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time:
23、 21:01 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 9910.410 3541.392 2.798450 0.0100 X3 15.21050 0.793134 19.17772 0.0000 R-squared 0.938742 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.936189 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 1345
24、6.21 Akaike info criterion 21.92607 Sum squared resid 4.35E+09 Schwarz criterion 22.02285 Log likelihood -283.0389 F-statistic 367.7848 Durbin-Watson stat 0.383717 Prob(F-statistic) 0.000000 （图5.4） 采取逐步回归的办法来检查和解释多重共线性问题，得表： 变量 X1 X2 X3 参数估计值 6.230272 16.24307 15.21050 t统计量 56.68798 30.79650 19.1777
25、2 R 0.992587 0.975319 0.938742 0.992278 0.9742307 0.936189 （图5.5） 其中，三者t统计量均显著，加入X1的方程 最大，以X1为基础，顺次加入其他变量逐步回归。 结果如下图： 变量 X1 X2 X3 X1， X2 4.771320 （8.888310） 3.901784 （2.763578） 0.994435 X1， X3 5.154269 （16.58742） 2.821162 （3.616530） 0.994863 （图5.6） 经比较，新加入X3的方程=0.994863，改进最大，而且各参数的t检验显著，选择保留X3，加入变量X
26、2，其参数为负值不合理，且t检验不显著，所以予以剔除。 所以作Y对X1、X3的回归分析： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 22:01 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1348.314 1212.547 -1.111968 0.2776 X1 5.154269 0.310734 16.58742 0.0000 X3 2.821162 0.7
27、80074 3.616530 0.0015 R-squared 0.995274 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.994863 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 3817.830 Akaike info criterion 19.44092 Sum squared resid 3.35E+08 Schwarz criterion 19.58608 Log likelihood -249.7319 F-statistic 2421.993 Durbin-Watson st
28、at 0.985371 Prob(F-statistic) 0.000000 （图5.7） 最后修正严重多重共线性影响后的回归结果为 =-1348.314+5.154269X1+2.821162X3 （1212.547） （0.310734） （0.780074） t=（-1.111968） （16.58742） （3.616530） R =0.995274 =0.994863 F=2421.993 DW=0.985371 这说明，在其他因素不变的情况下，当国有固定资产投资额每增加1亿元，个体经济固定资产投资额每增加1亿元，平均来说国内生产总值GDP（Yt）将分别增加5.154269亿元、2.
29、821162亿元。 2、自相关检验 根据上述回归方程，可决系数较高，回归系数均显著。 对样本量为26，两个解释变量的模型、1%的显著性水平，查D统计表可知，d0.858,dU=1.407,而模型中DW=0.985371，则dL dU，说明在1%显著性水平下科奥迭代法中已无自相关，同时可绝系数R,t、F统计量也均达到理想水平。 根据上述方程，在由国内生产总值GDP模型可知，在其他因素不变的情况下，当国有固定资产投资额每增加1亿元，平均来说国内生产总值Yt将增加5.384906亿元；个体经济固定资产投资额每增加1亿元，在其他因素不变的情况下，平均来说国内生产总值Yt将增加1.81737亿元。 六、
30、模型应用 （一）结构分析 该模型并没有直接的从投资、消费和出口的角度去考虑解释变量对GDP的影响，而是以间接的方法从固定资产投资的角度研究了其对GDP的影响。 从计量经济学的检验结果看无论是公有经济还是个体经济对GDP都存在线性影响，而且相关系数都接近于1，进一步证明了固定资产投资对一国社会总产出的影响， 从我们得出的模型可以看出，尽管从经济背景来看，近几年来各种类型的固定资产投资对GDP的增长均会产生影响，但实证分析表明，公有经济和个体经济对GDP的影响较其他两个因素要显著些。 其中公有经济与GDP的相关系数从一个侧面显示出近年来国有经济布局调整和国有企业战略性改组的成效。 当其他条件不变时
31、，公有经济投资固定资产每增长1亿元，则GDP将增加5.384906亿元。 尽管近几年我国在经济上取得了巨大成就，但我国仍是一个发展中国家。 所以国家仍会大力投资于全社会的基础设施建设等固定资产项目，所以对GDP的影响很显著。 我们可以看到国有经济度GDP的影响始终都是非常显著的。 虽然经济发展的不同阶段，国家对固定资产的投资侧重点有所不同，但比起其他的经济形式，他仍是固定资产投资的支柱。 当其他条件保持不变时，个体经济固定资产投资每增加1亿元，则GDP将增加1.81737亿元。 近年来个体经济投资自主性增强，并成为推动支出与支撑社会投资增长的主导力量。 2005年内个体经济注册资金达到2.8万
32、亿元的规模，占全社会投资的比重已超过50%，个体投资已成为我国社会投资中最具活力的增长源泉。 （二）政策评价 1、固定资产投资增速过快，投资总体规模过大 高速增长的投资率使投资占国民生产总值的比重急剧上升，投资总规模急速扩张。 目前我国投资率大大高于世界平均水平，也明显高于各主要发达国家和发展中国家水平。 我国高投资虽然有一定的客观性，但毕竟水平太高。 根据统计资料分析，我国的投资率不要超过40%，投资增长率不要超过20%。 投资增长率超过20%（19841988年，19911994年，2002年后），投资率超过40%（19931995年，2002年后），就会造成经济的整体或局部过热。 我国的投资增速过快，引起经济整体或局部过热还具有明显的行政性周期。 投资增速过快、规模过大也不利于经济增长方式的转变。 近几年，投资结构没有大的改善，投资效益下降。 1993年，国有投资中，新项目比例为30.5%，扩建项目的比
