摘要：本文對遼寧省基礎(chǔ)設(shè)施投資和國民經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系進(jìn)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(guān)系的誤差修正模型。從模型分析的結(jié)果顯示，GDP對基礎(chǔ)設(shè)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(chǔ)設(shè)施投資能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟(jì)的增長，是刺激經(jīng)濟(jì)活動的重要手段之一。

關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施投資 經(jīng)濟(jì)增長 誤差修正模型

一、問題的提出

基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)一直是制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)“瓶頸”，上世紀(jì)90 年代以來，特別是“九五”以來，為了彌補(bǔ)欠賬克服有效需求不足，國家大大加強(qiáng)了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資力度，投資總額在逐年增長。但基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用究竟貢獻(xiàn)有多大，并沒有人進(jìn)行深入細(xì)致的定量研究。因此，研究如何測定基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用，并對未來做出預(yù)測安排，無論從理論上還是從實(shí)踐上說都是一個(gè)很重要的課題。它對確定我國乃至遼寧省基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資速度、投資方向、投資結(jié)構(gòu)比例，以及基礎(chǔ)設(shè)施投資應(yīng)占全社會固定資產(chǎn)投資的比例，并以此拉動經(jīng)濟(jì)增長、帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、擴(kuò)大就業(yè)等都有著重要意義。本文擬采用動態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)所倡導(dǎo)的誤差修正模型來描述基礎(chǔ)設(shè)施投資對國民經(jīng)濟(jì)的拉動作用。20 世紀(jì)70年代末80 年代初，以英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家D·F·Hendry（D.F.亨德理）為代表，提出了動態(tài)建模的方法，交替利用經(jīng)濟(jì)理論和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)提供的信息，在協(xié)整理論的基礎(chǔ)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(chǔ)設(shè)施投資在不同地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用不同，本文除了用全省的基礎(chǔ)設(shè)施投資作為衡量基礎(chǔ)設(shè)施投資活動對國民經(jīng)濟(jì)的拉動作用的一個(gè)變量外，同時(shí)還將南、中、西三大地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資分別作為衡量地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資對各地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)拉動作用的變量來分析基礎(chǔ)設(shè)施投資在不同地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)增長中的作用大小。這些變量的符號如下：CIIT：全省基礎(chǔ)設(shè)施投資；CIIN：南部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資；CIIZ：中部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資；CIIX：西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資；GDPT：全省的國內(nèi)生產(chǎn)總值；GDPN：南部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值；GDPZ：中部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值；GDPX：西部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值。本研究中的數(shù)據(jù)都來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及遼寧省市統(tǒng)計(jì)年鑒。數(shù)據(jù)自1990年始，且已經(jīng)折算為1990年不變價(jià)，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數(shù)據(jù)內(nèi)在的規(guī)律性。在本研究中，采用EVIEWS3.1軟件包進(jìn)行統(tǒng)計(jì)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(yàn))方法對經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行的單證檢驗(yàn)顯示：在經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中，以不變價(jià)格表示的流量序列往往表現(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(guān)系。

（一）長期均衡方程的設(shè)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(jì)Ln(GDP)和Ln(CII)之間的長期均衡關(guān)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(jì)分析軟件，求得遼寧省及其南、中、西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資長期均衡方程（注：括號內(nèi)的數(shù)字為統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中的t 值，以下相同。）為：LnGDPT,t=5.635+0.572LnCIIT,t (全省)（31.675） (22.96)Ad.justed R2=0.972 F=527.26…………(1)LnGDPN,t=5.185+0.578LnCIIN,T (南部地區(qū))（41.26） (26.068)Ad.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…………(3)LnGDPX,t=5.048+0.525LnCIIX,t (西部地區(qū))（35.389） (19.413)Ad.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(xiàng)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均順利通過。因此，可以從長期均衡方程計(jì)算出ecm(誤差修正項(xiàng))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(shè)定基礎(chǔ)設(shè)施投資的誤差修正模型為：Δ LnGDPt= α0+ α1 Δ LnCIIt+ γ ecmt-1+ εt用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)，得到結(jié)果如下：ΔLnGDPT，t=0.0489+0.267ΔLnCIIT，t-0.124ecmt-1+εt（全省）（4.715） (4.814) (-1.099)Ad.justed R2=0.672 F=12.268………(5)ρ =0.001(方程失效的概率)，可見整體顯著性明顯滿足。ΔLnGDPN，t=0.041+0.312 ΔLnCIIN，t-0.395ecmt-1+εt（南部地區(qū)）（2.52） (3.589) (-2.167)Ad.justed R2=0.55 F=7.442…………(6)ρ =0.008(方程失效的概率)，可見整體顯著性明顯滿足。ΔLnGDPZ，t=0.0501+0.34 ΔLnCIIZ，t-0.407ecmt-1+εt（中部地區(qū)）（3.061） (4.061) (-2.083) Ad.justed R2=0.587 F=8.545…………(7)ρ =0.005(方程失效的概率)，可見整體顯著性明顯滿足。ΔLnGDPX，t=0.044+0.262ΔLnCIIX，t-0.142ecmt-1+εt（西部地區(qū)）（2.58） (2.925) (-0.831)Ad.justed R2=0.431 F=4.54…………(8)ρ =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(yàn)來看，四個(gè)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% 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(jì)含義

（一）拉動效率分析

為了進(jìn)一步分析基礎(chǔ)設(shè)施投資對國民經(jīng)濟(jì)拉動作用的大小，引入一個(gè)新的系數(shù)，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP 對基礎(chǔ)設(shè)施投資拉動力系數(shù)（在基礎(chǔ)設(shè)施投資的誤差修正模型中，ΔLnCIIt前面的系數(shù)α1）與該基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)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(nèi)GDP 對基礎(chǔ)實(shí)施投資的拉動力系數(shù)，S 表示基礎(chǔ)設(shè)施投資在考察期內(nèi)占據(jù)GDP 的平均百分比。如果q〉1，這表明基礎(chǔ)設(shè)施投資在這一期間內(nèi)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(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果如下表4-6：

由此可見，基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)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(chǔ)設(shè)施投資在國民經(jīng)濟(jì)中的份額為8.94%和8.29%，西部地區(qū)略低點(diǎn)，但是其拉動效率卻是最高的，說明遼寧西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施底子薄，但是一旦加大力度對其進(jìn)行投資完善，其對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用效果非常明顯。總體來看，三大地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用都很積極。這進(jìn)一步驗(yàn)證了在本文開始時(shí)所提到的定性研究的結(jié)論，基礎(chǔ)設(shè)施投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著十分重大的作用，能夠高效率地拉動經(jīng)濟(jì)增長。

（二）誤差修正項(xiàng)（ECM）的分析

ECM 項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，稀疏的估計(jì)值一般是負(fù)值。對于全省的基礎(chǔ)設(shè)施投資方程，ECM 前面的系數(shù)是-0.124,由此看來，調(diào)整的力度不是很大。調(diào)整的過程大致如下：Δ LnGDPT，t=5.635+0.572 Δ LnCIIT，t若（t-1）時(shí)刻，Δ LnGDPT ，t〉5.635+0.572 ΔLnCIIT，t,則ECM 為正，調(diào)整項(xiàng)為負(fù)，使Δ LnGDPT，t 減少，從而t 時(shí)刻的G D P 增長變慢；若（t - 1 ）時(shí)刻，LnGDPT，t <5.635+0.572 Δ LnCIIT，t ,調(diào)整項(xiàng)為正，使Δ LnGDPT，t 增加，從而t 時(shí)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(chǔ)設(shè)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(diào)整的力度比西部要大，但整體調(diào)整力度仍較小。同時(shí)也可看出，在南、中部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資長期波動和短期波動同時(shí)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(chǔ)設(shè)施投資已具備了一定的規(guī)模，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，仍需要進(jìn)行大量的投入來滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，而對于遼西地區(qū)來講，基礎(chǔ)設(shè)施投資還須加大力度投資，實(shí)行在量上的積累盡快具備一定的規(guī)模，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)，最終達(dá)到拉動經(jīng)濟(jì)增長的目的。

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