基础设施投资的经济增长效应

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经济理论与经济管理 2006 年第 3 期
邮电投资增长率的单向格兰杰变化 。
三 、基础设施投资对经济增长的 影响 : 脉冲响应分析
积冲击一直为正向冲击 , 并于第 3 年后达到最大 。 此后 , 累积冲击力度开始减弱 , 并在较长时间内保 持在一个相对稳定的水平上 : 产出增长率变化基本 上在 01 26 个百分点左右的水平上 。上述产出增长 率对基础设施总投资增长率脉冲响应和累积脉冲响 应模式表明 , 基础设施总投资对产出具有较大的 、 持续时间长的正影响 , 且时滞相对较短 。
们利用 Ln I N I 和 LnY 的一阶差分序列 D1Ln I N I 和
D1LnY 来建立 VAR 模型。利用 HQIC 和 BIC 等信
息指数确定最大滞后阶数为 2 , 所以模型 1 为 :
yt = ∞0 + ∞1 yt - 1 + ∞2 yt - 2 + t
(1)
其中 yt = ( D1 L n Yt , D1 L n I N It ) ′, ∞0 , ∞1 和 ∞2
21 经济增长对交通邮电投资和电煤水投资的 脉冲响应分析
对 于 模 型 2 , 我 们 确 定 D1Ln EGW I ——— D1Ln T T I ———D1LnY 的变量次序 。这样 , 我们 在 给出 VA R 估计的基础上 , 分别计算出产出增长率 对于交通邮电投资增长率和电煤水投资增长率各自 的脉冲响应函数和累积脉冲响应函数 , 以及交通邮 电投资增长率对于电煤水投资增长率的脉冲响应函 数和累积脉冲响应函数 , 图 3 、图 4 、图 5 和图 6 分别给出了它们的动态轨迹 。
表2
Ln I N I 和 L n Y 协整检验结果
原假设 特征值
最大λ 统计量
迹统 计量
最大λ统 计量临界 值 (95 %)
迹统计 量临界 值 (95 %)
R ( ∏) 01 457 121 26 151 04 =0
141 07
151 41
设即 Ln I N I 和 LnY 之间不存在协整关系 。这样 , 我
一 、模型设定
间投资具有显著的正影响 , 其中交通运输和上下水
系统等投资的影响更显著 、也更持久[1 ][2] ; 也有一
我们考虑 2 个 VA R 模型 : 模型 1 包括产出
些研究认为 , 公共基础设施投资对产出的影响并不 ( Y) 和基础设施总投资 ( I N I) , 模型 2 包括产出 、
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产出增长率变化基本上分别在 01 014 和 01 024 个百 分点水平上 。
从图 5 可以看出 , 电煤水投资增长率对交通邮 电投资增长率的正向冲击在当年内就达到了最大 。 此后 , 冲击力度开始逐波减弱 , 并于第 4 年达到反 向冲击最大值 , 此时 1 个百分点的电煤水投资增长 率冲击导致交通邮电投资增长率下降了 01 022 个百 分点 。
进行模型设定检验 。为了简化 , 我们只给出总产出
和基础设施总投资的模型设定过程 。
表1
Ln Y 的单位根检验结果
平稳性检验 单位根检验
临界值 ADF
(99 %)
- 21 217 - 41 38
- 31 6 - 31 75
临界值 (95 %) - 31 6 - 31 0
Mac Kinno n P
01 480 7 01 005 2
存在格兰杰因果关系 。在 5 %的置信水平上 , 滞后 1 期时 , 电煤水投资增长率和产出增长率之间不存 在格兰杰因果关系 ; 滞后 3 期时 , 存在电煤水投资 增长率变化引起产出增长率的单向格兰杰变化 ; 滞 后 4 期时 , 存在产出增长率变化引起电煤水投资增 长率的单向格兰杰变化 。第三 , 在 5 %的置信水平 上 , 滞后 4 期时 , 电煤水投资增长率变化引起交通
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增长率开始出现明显反向反应 , 并于第 5 年和第 4 年分别达到最大值 , 此时 1 个百分点的交通邮电投 资增长率和电煤水投资增长率冲击导致产出增长率 分别下降 01 002 7 和 01 004 个百分点 。
( EGW I , 简称为电煤水投资) ②。在建立 VA R 模
[ 基金项目 ] 国家社会科学基金重点项目 (04AJ Y006)
[ 作者简介 ] 郭庆旺 (1964 —) , 男 , 河北大厂人 , 中国人民大学中国财政金融政策研究中心主任 ,
中国人民大学财政金融学院副院长 , 教授 , 博士生导师 , 经济学博士 ;
措施是增加公共基础设施投资 。这对于扩大内需 、 在向量自回归的分析框架下 , 利用格兰杰因果检
拉动经济增长起到了至关重要的作用 。然而 , 近 验 、脉冲响应函数和方差分解考察我国基础设施投
20 年来 , 国际经济学界就基础设施投资对经济增 资对产出的影响 。①
长的影响所作的大量实证研究 , 得到的结论并非完 全一致 。一些研究表明 , 基础设施投资对产出和民
[ 关键词 ] 基础设施投资 ; 经济增长 ; 格兰杰因果分析 ; 脉冲响应函数 ; 方差分解 [ 中图分类号 ] F8301 59 [ 文献标识码 ] A [ 文章编号 ] 1000 - 596X (2006) 03 - 0036 - 06
我国自 1998 年以来实施的积极财政政策主要
本文以我国 1981 - 2004 年的年度数据为基础 ,
注 : 如果 p > 01 05 , 则接受原假设 , 否则拒绝原假设 。 根据检验结果 , 我们可以得到如下三点认识 :
第一 , 在 5 %的置信水平上 , 滞后 1 期时 , 只 存在基础设施总投资增长率变化引起产出增长率的 单向格兰杰变化 。在其他滞后期时 , 二者同样只是 上述的影响关系 。第二 , 在 5 %的置信水平上 , 滞 后 1 期时 , 只有交通邮电投资增长率变化引起产出 增长率的格兰杰变化 , 在其他滞后期 , 二者之间不
由表 1 的检验结果可知 , 在 5 %的显著性水平
上 , 实际产出的自然对数 L n Y 是 I (1) 序列 。同
样地 , ADF 检验表明基础设百度文库总投资的自然对数
L n I N I 也为 I (1) 序列 。进一步 , 我们对 L n I N I
和 L n Y 进行协整检验 , 具体检验如表 2 。
从图 6 可以看出 , 电煤水投资增长率对交通邮 电投资增长率的正向累积冲击在第 2 年达到最大 值 。此后 , 冲击力度开始减弱 , 并在较长时间内维 持在一个相对稳定的水平上 : 交通邮电投资增长率 变化基本上在 01 083 个百分点左右 。
为系数矩阵 , t 为扰动项 。
同样地 , 我们利用 ADF 检验和 JJ 检验 , 验证
交通 邮 电 投 资 ( Ln T TI ) 和 电 力 煤 水 投 资
(L n EGW I) 都是 I (1) 序列 , 且与 L n Y 之间不存
在协整关系 , 所以可得到模型 2 :
yt = ∞0 + ∞1 yt - 1 + ∞2 yt - 2 + t
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基础设施投资的经济增长效应
郭庆旺 , 贾俊雪
(中国人民大学中国财政金融政策研究中心 , 北京 100872)
[ 摘 要 ] 基础设施总投资 、交通运输仓储和邮电通信投资以及电力 、煤气及水生产与供 应投资对产出具有较大 、持久的正影响 , 时滞也相对较短 ; 电力 、煤气及水生产与供应投资对产 出的正影响更大 , 并且对交通运输仓储和邮电通信投资也具有较大的正影响 。我国基础设施投资 效应的这些重要特征 , 对于我国宏观经济政策的制定 、实施时机和基础设施投资领域的选择都具 有重要意义 。
(2)
其中 yt = ( D1 L nYt , D1 L n T T It , D1 L n EGW It)′。
二 、基础设施投资与经济增长的 格兰杰因果关系分析
各变量之间的格兰杰因果检验结果如表 3 , 具 体检验中 , 滞后阶数分别取 1～4 。
检验结果表明 , 在 5 %的置信水平上接受原假
从图 1 可以看出 , 当基础设施总投资增长率冲 击发生后 , 产出增长率出现明显的正向反应 , 并于 第 2 年达到最大值 。此后 , 冲击力度开始衰减 , 并 于第 3 年的第 3 季度左右减弱为 0 。随后 , 产出增 长率开始出现明显的反向反应并于 5 年后达到最大 值 , 此时 1 个百分点的基础设施总投资增长率冲击 导致产出增长率下降了 01 005 个百分点 。从图 2 可 以看出 , 基础总设施投资增长率对产出增长率的累
滞后阶数 1 1 1 1 1 1 3 4 4 4
Chi2 41 43 01 04 41 65 01 25 01 73 01 89 71 96 171 76 61 08 121 51
P 01 04 01 85 01 04 01 62 01 39 01 35 01 046 01 001 01 19 01 013
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型之前 , 我们使用 AD F 单位根检验和 JJ 协整检验
11 经济增长对于基础设施总投资的脉冲响应 分析
对于模型 1 , 由格兰杰因果检验 , 我们确定变 量次序为 D1 L n I N I 到 D1L n Y 。这样 , 我们在给出 VA R 估计的基础上 , 计算出产出增长率对基础设 施总投资增长率的脉冲响应函数和累积脉冲响应函 数 , 图 1 和图 2 给出了它们的动态轨迹 。
显著 , 增长贡献很小[3][4] 。由此可见 , 关于基础设 交通运输仓储和邮电通信投资 ( T T I , 简称为交通
施投资与经济增长的关系 , 还需要针对具体国家 、 邮电 投 资) 和 电 力 、煤 气 及 水 生 产 与 供 应 投 资
具体时期的经济现实进行具体实证分析 。
[ 收稿日期 ] 2006 - 01 - 08
表3
各变量之间的格兰杰因果检验结果
原假设
D1L n I N I 的变化不能引起 D1L n Y 的格兰杰变化 D1L n Y 的变化不能引起 D1L n I N I 的格兰杰变化 D1L n T T I 的变化不能引起 D1L n Y 的格兰杰变化 D1L n Y 的变化不能引起 D1L n T T I 的格兰杰变化 D1L n EGW I 的变化不能引起 D1L n Y 的格兰杰变化 D1L n Y 的变化不能引起 D1L n EGW I 的格兰杰变化 D1L n EGW I 的变化不能引起 D1L n Y 的格兰杰变化 D1L n Y 的变化不能引起 D1L n EGW I 的格兰杰变化 D1L n T T I 的变化不能引起 D1L n EGW I 的格兰杰变化 D1L n EGW I 的变化不能引起 D1L n T T I 的格兰杰变化
贾俊雪 (1972 —) , 男 , 河北廊坊人 , 中国人民大学中国财政金融政策研究中心博士研
究生 。
① 数据来源于《中国统计年鉴》 (2005) 和《中国固定资产投资统计年鉴》 (1950 - 1995) 。 ② 各基础设施投资变量是以 1978 年为基期 , 利用固定资产价格指数折算的实际值 , 固定资产价格指数的估算参阅郭 庆旺等 “中国潜在产出与产出缺口的估算”一文[5] 。
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从图 3 可以看出 , 当交通邮电投资增长率和电 煤水投资增长率冲击发生后 , 产出增长率都出现明 显正向反应 , 并于第 2 年和第 1 年后分别达到最大 值 。此后 , 交通邮电投资增长率和电煤水投资增长 率对产出增长率的冲击力度减弱 , 并于第 4 年后和 第 3 年的第 4 季度左右分别减弱为 0 。随后 , 产出