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摘要：文章应用OLS分析法，实证分析研究了商品零售价格指数、货币供给量与固定资产投资的相关性，在此基础上对3者之间的作用机理进行协整分析和Granger因果检验，研究结果表明：商品零售价格指数、货币供给与固定资产投资之间体现出较强的相关性，而且存在长期的协整关系；商品零售价格指数是固定资产投资和货币供应量的Granger原因，但反向因果关系不成立；提高并维持商品物价和适度的增加货币供给是推动投资增长的战略选择。
关键词：货币供给；商品零售价格指数；固定资产投资；内在关联；实证检验
—、引言
投资、消费和外贸是拉动经济增长的三驾马车，其中增加固定资产投资是社会扩大内需的有效途径。根据经济增长理论，固定资产投资的增长，会拉动对原材料、生产设备、劳动力等的需求，从而拉动与投资活动相关行业的产出和消费需求的增长，进而推动经济的增长。面对全球金融危机和经济衰退的情况下，针对国民经济增长减缓趋势明显，下行压力进一步加大的形势，中国采取积极的财政政策和适度宽松的货币政策，出台了“保增长，增加投资，扩大内需，调整结构”等一系列措施，其中增加固定资产投资是首要的措施。本文从货币供应量和商品价格指数的角度对固定资产投资的影响进行分析，通过建立计量模型，利用协整理论，Granger因果检验等方法对中国固定资产投资与货币供给、商品零售物价指数之间的关系进行了实证分析，力求为中国新一轮固定资产投资进程提供实际参考。
二、模型的建立与实证分析
（一）分析方法与变量设置
模型检验货币供给商品零售价格指数对固定资产投资的作用和影响，把中国固定资产投资I作为被解释变量，把货币供给M2及商品零售价格指数PIS作为解释变量，样本取自1978-2007年的年度纵截面数据，数据来源为《新中国55年统计资料汇编》与《中国统计年鉴》。对于模型结构，出于分析的目的和妥协性，我们选取多元对数模型作为结构形式。对数模型的优点在于它反映了解释变量的变动与被解释变量变动的关系，所要估计的结构恰好是变量之间的弹性系数，而且它反映了被解释变量增长与解释变量的增长间的关系，适合长期的时间序列，同时为了消除可能存在的异方差性。计量模型结构如下：
LnI=β0+β1LnM2+β2LnPIS+ut
（二）回归结果分析
对于模型，用Eviews3.1软件对数据进行OLS分析得到回归结果如下：
Ln =-8.690098+1.627266LnP S+ 1.077918 LnM2{1}
（-4.469067）（4.155038）（41.563464）
Adjusted R2=0.992256F=960.9561DW=6.64807
从回归过程中，发现DW为0.64807，根据DW值判断区域，该模型的随机误差项明显存在一阶自相关，因此需要对模型进行修正。运用Cochrane-Orcutt迭代法，在软件回归命令中加入AR（1），很好地解决了自相关问题，再次回归结果如下：
LnI=-6.594653+1.181063LnM2+
0.905397LnPIS+0.851032AR（1）{2}
（-2.104310）（5.098227）（2.46395）（5.641275）
Adjusted R2=0.994209F=916.6674
DW=1.64
从计量结果看，模型的F值很大，说明模型在整体上线性关系是显著的，调整R2为0.994209说明这两个模型对数据的拟合程度很好，可以以99%的概率判定货币供应量和商品零售物价指数对固定资产投资增长产生显著影响，由于数据是时间序列数据，可以认定逆方差性基本不存在。
从解释能力来看，在5%的显著性水平上，解释变量LnM2和LnPIS的系数的t统计值是显著的。货币供应量与固定资产投资之间的关系显著为正，前者每增加1%，后者增加1.186063%，这说明货币供应量对固定资产投资有非常大的促进作用。商品零售物价指數与固定资产投资的关系显著为正，前者每增加1%，后者增加0.905397%，说明商品零售物价指数对固定资产投资有较大的作用。也可以认为货币供应量对固定资产投资的贡献大于商品零售物价对固定资产投资的贡献。
（三）平稳性和协整关系检验
现实中的宏观经济时间序列数据极少属于平稳序列，而平稳性在计量模型中具有重要地位，为了判断以上估计结果在长期过程中是否具有平稳性，我们对模型做平稳性和协整关系检验。本文利用单位根检验来分别确定LnI和LnM2、LnPIS的平稳性，具体采用的是ADF（Augmengted DickeyFuller Test）方法，其模型为：
△Yt=μ+βt+δYt-1+ λj△Yt-j+μt{3}
其中：ut为白噪声；Δ表示变量的一阶差分，最优滞后期用AIC准则确定，即选定的滞后期长度应使AIC最小，以保证残差非自相关。ADF检验过程如表1所示：
由ADF检验知，LnI是二阶单整，即LnI～I（2），而LnPIS和LnM2是二阶单整，即LnPIS～I（2），LnM2～I（2）。
协整检验的基本思路是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合呈现稳定性，则这两个变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。本文采用Engel-Granger两步法做协整检验。
由LnI分别对LnM2和LnPIS做OLS估计，结果如下：
LnI=-8.807811+1.65647LnM2+
0.937253LnAR（1）{4}
（-1.605383）（4.254392）（29.76232）
Adjusted R2=0.993535F＝1230.352
DW＝1.636356
LnI=9.001038+1.647229LnPIS+AR（1）
{5}
（1.847120）（3.230052）（44.99409）
Adjusted R2=0.991472F＝931.0814
DW＝1.282355
对残差 1， 2做平稳性检验，检验结果如表2所示：
由表2可知，在5%显著性水平下， 1， 2是平稳的，因此，方程④、⑤中LnI和LnM2，LnPIS的关系存在协整关系，即它们之间存在长期的均衡关系。本文在协整关系的基础上，再做3者之间的因果关系检验。
（四）格兰杰因果关系检验（Granger Causality Test）
OLS估计只是将固定资产投资，货币供应量，零售商品物价指数之间的关系给以量上的描述，并未说明解释变量与被解释变量的因果关系，为了排除伪相关，本文采用Granger因果关系检验法。建立自回归模型逐一检验了各个解释变量与被解释变量之间的线性关系。其检验的数学模型是：Yt=a+ αiYt-i+ βjxt-j+ut。
检验零假设为：X是Y的非Granger原因，即H0：β1=β2=…=βq=0，检验统计量模型为：F= ～F(q,T-q-p-1)。
其中RSSR是限定性变量βj=（j=1，2，…，q）时残差平方和；RSSU是非限制方程的残差平方和；p，q分别为Y和X的滞后阶数。取Lag Specification=2，检验结果如表3所示。从表3可以看出，检验结果接受了LnI与LnM2之间互不存在Granger因果关系的零假设，表明投资与货币供应量互相不存在因果关系，二者之间可能仅仅是相关关系；同时，接受了LnI不是的LnPIS的Granger因果关系的零假设。但是拒绝了LnPIS不是LnI，LnM2的Granger的原因的零假设；商品零售价格指数是固定资产投资增长的原因，但相反关系不成立；货币供应量是零售物价指数的原因，相反关系也不成立。
三、结论与评述
从模型的分析来看，商品零售物价是国定资产投资的格兰杰原因，而反向因果关系较弱。这与以往人们认为的模型似乎不一样，以往的模型认为国定资产投资增加，导致对商品的需求增加，主要表现在一般加工工业和非生产性建设的扩张，致使煤电、油、原材料的供求出现矛盾，交通运输紧张，社会总需求与总供给之间的缺口造成了农产品和基础工业产品的价格上涨，促使产出增加，进而推动经济增长。本文分析认为随着商品零售物价上涨，产出加速效应导致投资增加，因此消费品价格上涨是刺激投资增加的重要措施。在农业方面，应该提高粮食收购价格，提高农业补贴，良种农机具补贴等，以增加农民收入，提高低收入群众的待遇水平，从而提高低收入群众的消费能力，由产出效应刺激投资增加。还应稳定由于产能过剩而使车市下滑的状况，同时要稳定楼市和股市。在扩大内需中，就业是关键，只有提供更多的就业机会，居民收入增加才能提高居民的消费意愿，增强居民对经济持续平稳较快发展信心，进而扩大对房地产，汽车等消费品的需求，刺激投资的增加。
从Granger因果关系分析来看，货币供给量与固定资产投资不存在互为因果关系，但是，二者存在较强的正相关性，即增加货币投放量对投资增加有非常大的促进作用，而且远远大于商品零售价格指数对固定资产投资做出的贡献，这也证实了当前国家增加4000亿投資的救市之举。前两年为使经济加速增长采取持续降息，从而使固定资产投资泡沫压力加大，产能过剩和重复建设问题突出，因此认为在新一轮加大固定资产投资力度的空间里，为了扩大内需，拉动经济增长应该增加货币量，但也应采取适度放宽和稳中求增的策略，否则，在货币传导机制受阻时，很容易对合理的货币供应量做出错误的判断，从而引发人为地、政策失误式的投资偏向及经济增长的对策，在实行货币政策时应执行稳宽松的方针，通过降低利率投放信贷规模可以增加投资和消费，使得通缩压力缓解。
总之，基于中国1978-2007年的数据分析表明，货币供应量、商品零售物价指数和固定资产投资之间存在很强的相关性及长期平稳性，重要的是商品零售物价指数对固定资产投资的影响作用很大。所以，提高和稳定物价是关键，合理有效的调控货币投放量和速度也是推动投资增加进而推动经济增长的一个重要的战略选择。
参考文献：
1、孙敬水.计量经济学教程[M].清华大学出版社, 2005.
2、高铁梅.计量经济分析方法与建模(Eviews应用及实例)[M].清华大学出版社,
2006.
3、汪伟.储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究[J].南开经济研究,2008(2).
4、赵锐.投资与消费对中国对中国经济增长拉动作用比较研究[J].经济研究导刊,2008(3).
（作者单位：沈阳化工学院经济管理分院）
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”
关键词：货币供给；商品零售价格指数；固定资产投资；内在关联；实证检验
—、引言
投资、消费和外贸是拉动经济增长的三驾马车，其中增加固定资产投资是社会扩大内需的有效途径。根据经济增长理论，固定资产投资的增长，会拉动对原材料、生产设备、劳动力等的需求，从而拉动与投资活动相关行业的产出和消费需求的增长，进而推动经济的增长。面对全球金融危机和经济衰退的情况下，针对国民经济增长减缓趋势明显，下行压力进一步加大的形势，中国采取积极的财政政策和适度宽松的货币政策，出台了“保增长，增加投资，扩大内需，调整结构”等一系列措施，其中增加固定资产投资是首要的措施。本文从货币供应量和商品价格指数的角度对固定资产投资的影响进行分析，通过建立计量模型，利用协整理论，Granger因果检验等方法对中国固定资产投资与货币供给、商品零售物价指数之间的关系进行了实证分析，力求为中国新一轮固定资产投资进程提供实际参考。
二、模型的建立与实证分析
（一）分析方法与变量设置
模型检验货币供给商品零售价格指数对固定资产投资的作用和影响，把中国固定资产投资I作为被解释变量，把货币供给M2及商品零售价格指数PIS作为解释变量，样本取自1978-2007年的年度纵截面数据，数据来源为《新中国55年统计资料汇编》与《中国统计年鉴》。对于模型结构，出于分析的目的和妥协性，我们选取多元对数模型作为结构形式。对数模型的优点在于它反映了解释变量的变动与被解释变量变动的关系，所要估计的结构恰好是变量之间的弹性系数，而且它反映了被解释变量增长与解释变量的增长间的关系，适合长期的时间序列，同时为了消除可能存在的异方差性。计量模型结构如下：
LnI=β0+β1LnM2+β2LnPIS+ut
（二）回归结果分析
对于模型，用Eviews3.1软件对数据进行OLS分析得到回归结果如下：
Ln =-8.690098+1.627266LnP S+ 1.077918 LnM2{1}
（-4.469067）（4.155038）（41.563464）
Adjusted R2=0.992256F=960.9561DW=6.64807
从回归过程中，发现DW为0.64807，根据DW值判断区域，该模型的随机误差项明显存在一阶自相关，因此需要对模型进行修正。运用Cochrane-Orcutt迭代法，在软件回归命令中加入AR（1），很好地解决了自相关问题，再次回归结果如下：
LnI=-6.594653+1.181063LnM2+
0.905397LnPIS+0.851032AR（1）{2}
（-2.104310）（5.098227）（2.46395）（5.641275）
Adjusted R2=0.994209F=916.6674
DW=1.64
从计量结果看，模型的F值很大，说明模型在整体上线性关系是显著的，调整R2为0.994209说明这两个模型对数据的拟合程度很好，可以以99%的概率判定货币供应量和商品零售物价指数对固定资产投资增长产生显著影响，由于数据是时间序列数据，可以认定逆方差性基本不存在。
从解释能力来看，在5%的显著性水平上，解释变量LnM2和LnPIS的系数的t统计值是显著的。货币供应量与固定资产投资之间的关系显著为正，前者每增加1%，后者增加1.186063%，这说明货币供应量对固定资产投资有非常大的促进作用。商品零售物价指數与固定资产投资的关系显著为正，前者每增加1%，后者增加0.905397%，说明商品零售物价指数对固定资产投资有较大的作用。也可以认为货币供应量对固定资产投资的贡献大于商品零售物价对固定资产投资的贡献。
（三）平稳性和协整关系检验
现实中的宏观经济时间序列数据极少属于平稳序列，而平稳性在计量模型中具有重要地位，为了判断以上估计结果在长期过程中是否具有平稳性，我们对模型做平稳性和协整关系检验。本文利用单位根检验来分别确定LnI和LnM2、LnPIS的平稳性，具体采用的是ADF（Augmengted DickeyFuller Test）方法，其模型为：
△Yt=μ+βt+δYt-1+ λj△Yt-j+μt{3}
其中：ut为白噪声；Δ表示变量的一阶差分，最优滞后期用AIC准则确定，即选定的滞后期长度应使AIC最小，以保证残差非自相关。ADF检验过程如表1所示：
由ADF检验知，LnI是二阶单整，即LnI～I（2），而LnPIS和LnM2是二阶单整，即LnPIS～I（2），LnM2～I（2）。
协整检验的基本思路是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合呈现稳定性，则这两个变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。本文采用Engel-Granger两步法做协整检验。
由LnI分别对LnM2和LnPIS做OLS估计，结果如下：
LnI=-8.807811+1.65647LnM2+
0.937253LnAR（1）{4}
（-1.605383）（4.254392）（29.76232）
Adjusted R2=0.993535F＝1230.352
DW＝1.636356
LnI=9.001038+1.647229LnPIS+AR（1）
{5}
（1.847120）（3.230052）（44.99409）
Adjusted R2=0.991472F＝931.0814
DW＝1.282355
对残差 1， 2做平稳性检验，检验结果如表2所示：
由表2可知，在5%显著性水平下， 1， 2是平稳的，因此，方程④、⑤中LnI和LnM2，LnPIS的关系存在协整关系，即它们之间存在长期的均衡关系。本文在协整关系的基础上，再做3者之间的因果关系检验。
（四）格兰杰因果关系检验（Granger Causality Test）
OLS估计只是将固定资产投资，货币供应量，零售商品物价指数之间的关系给以量上的描述，并未说明解释变量与被解释变量的因果关系，为了排除伪相关，本文采用Granger因果关系检验法。建立自回归模型逐一检验了各个解释变量与被解释变量之间的线性关系。其检验的数学模型是：Yt=a+ αiYt-i+ βjxt-j+ut。
检验零假设为：X是Y的非Granger原因，即H0：β1=β2=…=βq=0，检验统计量模型为：F= ～F(q,T-q-p-1)。
其中RSSR是限定性变量βj=（j=1，2，…，q）时残差平方和；RSSU是非限制方程的残差平方和；p，q分别为Y和X的滞后阶数。取Lag Specification=2，检验结果如表3所示。从表3可以看出，检验结果接受了LnI与LnM2之间互不存在Granger因果关系的零假设，表明投资与货币供应量互相不存在因果关系，二者之间可能仅仅是相关关系；同时，接受了LnI不是的LnPIS的Granger因果关系的零假设。但是拒绝了LnPIS不是LnI，LnM2的Granger的原因的零假设；商品零售价格指数是固定资产投资增长的原因，但相反关系不成立；货币供应量是零售物价指数的原因，相反关系也不成立。
三、结论与评述
从模型的分析来看，商品零售物价是国定资产投资的格兰杰原因，而反向因果关系较弱。这与以往人们认为的模型似乎不一样，以往的模型认为国定资产投资增加，导致对商品的需求增加，主要表现在一般加工工业和非生产性建设的扩张，致使煤电、油、原材料的供求出现矛盾，交通运输紧张，社会总需求与总供给之间的缺口造成了农产品和基础工业产品的价格上涨，促使产出增加，进而推动经济增长。本文分析认为随着商品零售物价上涨，产出加速效应导致投资增加，因此消费品价格上涨是刺激投资增加的重要措施。在农业方面，应该提高粮食收购价格，提高农业补贴，良种农机具补贴等，以增加农民收入，提高低收入群众的待遇水平，从而提高低收入群众的消费能力，由产出效应刺激投资增加。还应稳定由于产能过剩而使车市下滑的状况，同时要稳定楼市和股市。在扩大内需中，就业是关键，只有提供更多的就业机会，居民收入增加才能提高居民的消费意愿，增强居民对经济持续平稳较快发展信心，进而扩大对房地产，汽车等消费品的需求，刺激投资的增加。
从Granger因果关系分析来看，货币供给量与固定资产投资不存在互为因果关系，但是，二者存在较强的正相关性，即增加货币投放量对投资增加有非常大的促进作用，而且远远大于商品零售价格指数对固定资产投资做出的贡献，这也证实了当前国家增加4000亿投資的救市之举。前两年为使经济加速增长采取持续降息，从而使固定资产投资泡沫压力加大，产能过剩和重复建设问题突出，因此认为在新一轮加大固定资产投资力度的空间里，为了扩大内需，拉动经济增长应该增加货币量，但也应采取适度放宽和稳中求增的策略，否则，在货币传导机制受阻时，很容易对合理的货币供应量做出错误的判断，从而引发人为地、政策失误式的投资偏向及经济增长的对策，在实行货币政策时应执行稳宽松的方针，通过降低利率投放信贷规模可以增加投资和消费，使得通缩压力缓解。
总之，基于中国1978-2007年的数据分析表明，货币供应量、商品零售物价指数和固定资产投资之间存在很强的相关性及长期平稳性，重要的是商品零售物价指数对固定资产投资的影响作用很大。所以，提高和稳定物价是关键，合理有效的调控货币投放量和速度也是推动投资增加进而推动经济增长的一个重要的战略选择。
参考文献：
1、孙敬水.计量经济学教程[M].清华大学出版社, 2005.
2、高铁梅.计量经济分析方法与建模(Eviews应用及实例)[M].清华大学出版社,
2006.
3、汪伟.储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究[J].南开经济研究,2008(2).
4、赵锐.投资与消费对中国对中国经济增长拉动作用比较研究[J].经济研究导刊,2008(3).
（作者单位：沈阳化工学院经济管理分院）
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”