短期投资与长期投资的区别范例6篇

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短期投资与长期投资的区别

短期投资与长期投资的区别范文1

【关键词】FDI 区域经济增长 长期增长效应

一、文献综述

国内关于FDI(外商直接投资)影响中国区域经济增长及区域经济增长差距的实证研究,以钟昌标(2000)、魏后凯(2002)等为代表。钟昌标(2000)利用1988—1998年中国东部、中部、西部地区以及东南五省市的经济数据,得出FDI与GDP增长有明显的正相关关系,FDI对GDP增长率的贡献从沿海地区到中西部地区由强变弱的结论。魏后凯(2002)构造区域经济生产函数,结果表明外国直接投资对东部发达地区的经济增长具有显著性,而在西部落后地区中不具有显著影响。王成岐,张建华、安辉(2002)的研究显示在经济发达的省份,FDI对经济的具有较强的推动作用。与其相反,贺敬之、孙云(2005)认为外国直接投资对中国区域经济的影响在西部地区比东部更明显。

通过引入对滞后一年的外国直接投资作为长期经济效应的分析,钟昌标(2000)得出结论即东部地区外资当年的影响明显比滞后一年的影响(长期经济效应)更为重要,中、西部地区情况也确实表明长期经济效应更明显。而张盛林、吴海鹰(2005)认为西部地区FDI的外溢相应在两年之后开始明显显现,但短期需求拉动的作用仍然比较明显。徐晓虹(2006)对于外国直接投资的溢出有着乐观的看法,超前两年的区域FDI对中国区域经济发展的作用超越当年的区域FDI的促进作用。

二、FDI及区域经济增长的数据分析

对1990—2004年的15年间,中国三大地区实际利用外国直接投资的年流入总量情况进行统计(地区总量由地区内各省市年流入量的加总构成),基本情况如图1。

从上表可以看出,我国的外商直接投资明显不均匀。90年代初外国直接投资刚刚开始大规模流入中国时,这种地区差距表现得就很突出,当时东部地区吸引外商直接投资为29.7亿美元,占比高达93.9%,而中、西部地区比重分别为3.87%和2.26%。经过十多年的发展,这种格局并没有根本性的改善,虽然东部地区吸引FDI的量所占比例有所下降,但是东部地区的FDI流入量至2007年时仍然是中西部地区总量的近七八倍。可以设想FDI在促进不同地区经济发展中的作用并不相同。

三、FDI与区域经济增长的模型和实证分析

1、基本模型的建立

假设东部、中部、西部地区内各个省市的生产总值增长具有柯布道格拉斯生产函数的特性,区域总产出用国内生产总值来衡量,区域投入包括资本和劳动力,资本投入可以分成国内投资和外商投资两个部分。

科布—道格拉斯生产函数可表示为:Q= kLαC1-α

其中,Q表示产量;L表示劳动力投入量;C表示资本投入量;k是常数;0

在研究FDI对区域经济生产总值增长的贡献度时,我们将资本划分为FDI和国内投资额两部分。用K代表国内投资额(亿元),F代表外国直接投资(亿元),L代表劳动力人数(万人),则区域经济生产函数可以表示为:

GDP=AKαFβLr(1)

公式1为非线性模型,对公式1求对数化为线性模型,可得:

1nGDP=1nA+α1nK+β1nF+ r1nL(2)

即:1nGDP=C+α1nK+β1nF+ r1nL(3)

上式中,c为方程估计的截距,代表了制度及技术进步等资本和劳动力以外的因素对GDP的影响,系数α、β、r分别是国内资本,外国直接投资及劳动力增长对GDP增长的估计弹性。 转贴于

2、1990—2004年外国直接投资对中国三大地区经济增长的实证分析

(1)外国直接投资对区域GDP的短期经济增长效应的验证。在短期经济效应验证中,本文利用当年外国直接投资在各个省市的流量作为变量衡量外国直接投资对地区生产总量的增长作用,利用公式3对数据进行回归分析,得到的结果如表1。

由表1可见,东部、中部和西部三个模型的相关度R2和调整后的R2为0.97左右,拟合性良好,F值均在0.0000的水平上具有显著性,说明模型均具有十分显著的统计意义,大体可以解释GDP变化的97%以上。

从本文的三个模型中各要素投入系数看,三大地区对GDP增长影响最大的首先是国内资本,其次是劳动力投入,而外国直接投资的影响则相对较小。不同地区外商直接投资对GDP增长影响具有很大差距,东部和中部地区回归分析结果表明,东部地区FDI对区域GDP的贡献率较大,地区FDI每增长1%,GDP增长达0.097%,中部地区为0.037%,西部地区则相对较低,为0.019%。

(2)外国直接投资对区域GDP的长期经济增长效应的验证。为了将外国直接投资的滞后效应即长期经济增长效应归纳到生产函数,模型在公式3的基础上引入变量㏑F(-2),代表滞后两年的外国直接投资变量。以滞后两年的外国直接投资进行衡量外国直接投资对区域经济生产总值的长期增长促进作用。区域经济生产模型为:

1nGDP=C+α1nK+β11nF+β21nF(-2)+ r1nL(4)

利用公式4对数据进行回归,回归结果如表2。

从上述检验结果可以看出,东部地区外资当年的影响比滞后两年的影响更为重要,但区别并不是特别大,弹性系数分别为0.083和0.063。中部地区加入了滞后因素后的情况也类似,当年外国直接投资和滞后两年的外国直接投资弹性系数分别为0.052和0.039,差别较小。从本文的模型看出,外国直接投资的短期效应都更为明显,并且东部地区和中部地区并没有较大差异。原因可能在于影响外国直接投资溢出效应的因素,包括人力资本、基础设施及市场成熟程度等因素并未达到实现外国直接投资的外溢效应的要求,外国直接投资的长期经济增长效应即溢出效应不能充分的发挥。

西部地区的区域生产模型在加入滞后变量后,㏑F与㏑GDP的相关关系未通过0.1的显著性水平检验,㏑F(-2)通过了显著性水平为0.1的检验。但㏑F(-2)并未成功通过显著性水平为0.05的检验,说明即使是长期经济效应在西部地区也并不明显。

四、分析与总结

首先,实证结果表明FDI对中国各个区域的经济增长均具有一定的促进作用,但在东部和中部地区比较明显,而在西部地区影响较小。我国应加大对中部、西部投资环境改善和政策支持力度,吸引更多外国直接投资的流入,弥补中西部资金需求的缺口,促进中西部经济增长,促进中国各个地区经济增长的和谐发展。

其次,FDI对经济的拉动作用并非关键性作用,无论是在FDI大规模流入的东部地区,还是在FDI流量和存量均较低的西部地区,其经济促进作用均低于国内资本的作用,并且低于劳动力在经济增长中发挥的作用。我国也应当重视对国内投资及劳动力的改进,以实现对经济增长的拉动作用。

最后,FDI的长期经济促进作用较之短期经济拉动作用不明显,虽对三大区域内不同省份的滞后效应具有显著性,但是影响小,外国直接投资的溢出效应并没有充分显现。因此,我们吸引外国直接投资更要重视经济环境的改善以及国内企业的自主创新,使外国直接投资的长期效应在区域经济增长中凸现出来。

参考文献

[1] 武剑:外国直接投资的区域分布及其经济增长效应[J].经济研究,2002(4).

[2] 贺敬芝、孙云:FDI对中国区域经济发展影响的反思[J].世界经济研究,2005(11).

短期投资与长期投资的区别范文2

公路交通基础设施作为“社会先行资本”,是现代工业建立和发展的基本条件。为适应社会经济发展,消除交通运输对国民经济的“瓶颈”制约,改革开放以后,尤其是1998年东南亚的金融危机爆发,促使我国实施积极财政政策,加大了公路交通投资力度,显著地改善了公路交通基础设施。据统计,仅1998年~2009年,我国总计投入四万多亿元用于公路建设。那么,如此巨大的公路交通投资对经济增长的促进效果如何,其是否对经济增长具有长期的推动效应,学界对这一问题的研究尚处于探索阶段。在国外,早期的研究多利用生产函数建立交通资本与经济变量之间的计量模型,通过分析交通资本的产出弹性系数测算对经济的影响。比如,Prude-Homme(1996)[1]利用法国21个地区1970年~1990年的数据估计交通基础设施资本对GDP的贡献率,Aschauer(1995)[2]利用OECD12个国家的数据开展交通基础设施资本对GDP的贡献率测算。在国内,也有一些学者做了类似的研究。张志敏等(2005)[3]在分析了公路建设投资与国民经济增长的关系后,讨论了公路建设投资对国民经济拉动影响的分类,并分析了公路建设投资对国民经济拉动的基本理论,为以后深入研究公路建设投资对国民经济增长拉动影响奠定了一定的基础。朱顺应等(2003)[4]则根据公路交通建设投资对经济增长的贡献度和弹性系数的4种新的计算模型:生产函数模型、对数-线性模型、线性-对数模型和线性与对数的混合模型,对我国从1980年~1999年公路建设投资对经济增长的贡献度和弹性系数进行了分析,得出了投资交通建设比投资其他建设更易促进经济增长的结论。还有一些学者考虑到了我国区域的差异,其中孙斌等(2011)[5]基于格兰杰因果关系检验的基本原理与回归分析方法建立数学模型研究区域公路交通投资与经济增长之间的内在依存关系,发现经济发展的不同阶段,区域的公路交通投资与GDP总量之间均存在着互为因果关系,相同阶段经济增长与公路交通投资的相互之间推动作用不同。刘勇(2000)[6]则利用1978年~2008年省级面板数据研究了公路、水运交通固定资本存量对中国经济增长的空间溢出作用,发现:公路水运交通固定资本存量从总体上看对区域经济增长起着正向作用,外地公路水运交通固定资本存量对区域经济增长的作用从全国范围看存在正向效应,但不同区域不同时段存在差异。然而,这些研究主要是从交通资本存量的角度予以分析,对于投资的研究也主要着眼于投资总量在当期投资对经济增长的作用。本文拟采用动态计量建模方法,在协整理论的基础上建立反映公路交通投资短期波动和长期均衡的误差修正模型,从实证角度动态分析公路交通投资增长与经济增长的长期和短期关系。 1模型建立 传统的经济学模型主要以理论为导向,依据某种存在的经济理论或者已经提出的经济行为规律的某种解释设定模型的总体结构,这种建模途径对先验的经济理论有很强的依赖性。因为这种建模方法在20世纪70年代屡次失灵,促使人们寻求另外的建模方法。自20世纪70年代末,以英国计量经济学家Hendry为代表,提出了动态计量经济学模型的理论与方法,交替利用经济理论和经济数据提供的信息,在协整理论的基础上建立反映变量短期波动和长期均衡的误差修正模型。其基本思路是,如果变量之间存在协整关系,则表明变量间存在长期稳定的关系,而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。也就是说,大多数经济时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制———误差修正机制在起作用,防止了长期均衡关系出现较大的误差。以变量GDP代表经济总量,TZ代表公路交通投资,构建GDP与TZ的动态计量模型。一般来讲,从长期均衡的观点看,GDP在第t期的变化不仅取决于TZ的变化,还取决于GDP与TZ在t-1期末的状态,尤其是GDP与TZ在t-1期的不平衡程度。为了能够得到平稳的时间序列数据,利用经济变量的自然对数为基础建立模型,这样做并不改变时间序列的性质和相互关系,而且也是国内外学者利用计量方法开展相关经济问题研究时的常用手法。模型解释了因变量lnGDP的短期波动ΔlnGDPt是如何被决定的:一方面它受到自变量短期波动ΔlnTZt的影响;另一方面取决于ecm,它反映了变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。模型(1)中系数β反映GDP对公路投资的长期弹性,即从长期来看,如果公路投资变化了1%,则GDP相应地变化β%。利用协整—误差修正模型具有以下几个优点:一是协整回归的参数估计量都具有优良的渐进特性,可以避免时间序列数据中的虚假回归问题;二是协整—误差修正模型中既有描述变量长期关系的参数,又有描述变量短期关系的参数,既能研究经济问题中的静态特征又可研究其动态特征;三是可以有效地避免模型中变量的多重共线问题。 2模型数据说明 由于计量经济模型首先要求数据具有可比性,本文采用各变量的不变价数据。其中公路交通投资不变价数据利用交通部门内部调研的各年现价数据结合固定资产价格指数进行折算。由于交通行业并未开展编制固定资产价格指数的先例,且考虑到投资的经济相似性特点,研究中引用国家统计局的全国基于1952年的固定资产投资价格指数作为折算系数对公路交通投资历史现价数据进行修正。引用资料主要包括《中国固定资产投资统计数典1950-2000》中1952年~2000年、《中国统计年鉴2010》中2001年~2009年固定资产投资价格指数。在不变价GDP数据的采集中,本文选用基于第一次经济普查结果编印的《中国国内生产总值核算历史资料(1952-2004)》,利用基于1952年的GDP增长速度以及1952年GDP数据计算1952年~2004年GDP不变价数据,并利用《中国统计年鉴2010》计算2005年~2009年基于1952年的GDP不变价数据。为了分析公路交通投资与不同产业之间的动态关系,本文还构建了公路交通投资与三次产业以及工业、建筑业的误差修正模型。其中三次产业增加值以及工业、建筑业增加值不变价数据,采用与GDP不变价数据的相同处理方法。#p#分页标题#e# 3实证分析 3.1公路交通投资与经济增长的实证分析 首先,分别对1952年~2009年lnGDP、lnTZ的序列数据分别进行单位根检验。采用ADF检验方法,检验结果显示在95%的置信水平下,lnGDP、lnTZ均不能拒绝原假设,序列存在单位根,是非平稳的。但针对lnGDP、lnTZ的一阶差分进行ADF检验,结果显示在99%的置信水平下两组数据均拒绝原假设,说明lnGDP、lnTZ均是一阶单整的,满足协整检验前提。由于lnGDP、lnTZ均是一阶单整的,采用OLS法估计变量lnGDP、lnTZ之间的长期均衡关系。利用变量lnGDP对lnTZ进行回归,求得公路交通投资与GDP之间的均衡方程。回归的R2结果达到0.974,说明模型的拟合效果很好。对模型的估计残差序列ecmt做单位根检验,ADF检验的结果显示90%的置信水平下,ecmt拒绝原假设,序列不存在单位根,表明lnGDP与lnTZ协整。从模型(7)的回归效果来看,模型的拟合程度较好,能够满足定量分析公路交通投资与国民经济之间关系的需要。模型中ΔlnTZt的系数β可视为公路交通投资对国内生产总值GDP的推动系数,这里回归出来β系数为0.206,说明公路交通投资每增长1%,GDP增长0.206%。此测算结果高于Prude-Homme(1996)利用生产函数方法和法国21个地区1970年~1990年的数据所估计的交通基础设施投资对GDP的贡献率(0.08%),以及Aschaauer(1995)所估计的OECD12个国家交通基础设施投资对GDP的贡献率(0.12%)。可见对于正处于公路交通基础设施完善阶段、公路交通效益逐渐发挥的我国来讲,公路交通投资对GDP的贡献作用比路网趋于成熟、公路交通优势基本得到充分利用的发达国家表现得更加显著。模型中变量ecm的系数γ是反映偏离长期均衡方程的力度,系数的估计值一般是负值。对于建立的公路交通投资与GDP的误差修正模型中γ的系数来看,系数是-0.059,可以看出调整力度不是很大。这说明在公路交通投资与GDP的动态关系中,短期波动是主要影响GDP变化的因素,也就是说增量投资仍起主导作用,存量投资的经济作用发挥效果不太理想。 3.2公路交通投资与三次产业的实证分析 为系统反映公路交通投资与经济增长结构之间的动态关系,我们拟从产业结构角度分析公路交通投资的影响效应。以Y1、Y2、Y3代表第一产业、第二产业和第三产业的增加值,以Y4和Y5分别代表工业和建筑业的增加值,仍利用其对数形式作为变量建立模型。对lnYj的一阶差分进行单整检验,ADF检验的结果表明,各变量均小于90%置信水平下的临界值,说明lnYj(j=1,…,5)均为一阶单整的。模型(9)的估计结果如表2所示。令ecmj(j=1,…,5)分别代表第一、第二、第三产业、工业及建筑业与公路交通投资之间线性回归的残差。对ecmj(j=1,…,5)序列进行平稳性检验,结果(见表2)显示ecmj(j=1,…,5)均是平稳的,表明第一、第二、第三产业、工业与建筑业增加值均与公路交通投资协整,可以通过建立误差修正模型来探求公路交通投资与各经济变量之间的动态关系。在模型(9)的基础上建立相应的误差修正模型:ΔlnYjt=μj+ηj•ΔlnTZt+γj•ecmj,t-1+υj,t(10)其中ηj(j=1,…,5)即为公路交通投资对三次产业、工业及建筑业的推动系数。利用1952年~2009年的各组变量数据对上述计量模型进行回归,结果表明各组方程模拟效果良好,能够满足分析需要。估计的具体结果见表3。对比分析公路交通投资对三次产业增加值的回归模型的β系数,发现公路交通投资对三次产业的推动效果呈现明显的递减规律:公路交通投资对第二产业的推动水平最高,公路交通投资每增长1%,第二产业增加值增长0.338%;对第三产业的影响次之,公路交通投资每增长1%,第三产业增加值增长0.190%;对第一产业的推动作用不显著,表现为公路交通投资每增长1%,第一产业增加值增长0.028%。分析其中原因,主要是由于公路交通投资首先要投入公路建设,通过消耗建筑设备、原材料、运输服务等带动经济增长。这可以从公路交通投资与工业、建筑业的动态计量模型中较高的β系数得到进一步印证。另一方面,分析各回归方程的γ系数,发现各方程的γ系数并不显著,这再次说明公路交通投资对经济的影响主要是由短期行为决定的,远期影响并不显著。 4结论和建议 文章以1952年~2009年度公路交通投资与GDP、三次产业增加值、工业与建筑业增加值数据为样本,基于误差修正模型检验了公路交通投资与经济增长的动态关系。结果表明无论是从总量角度还是结构角度,公路交通投资均具有显著的推动作用,公路交通投资每增长1%,将导致GDP、三次产业和工业、建筑业增加值分别增长0.206%、0.028%、0.338%、0.190%、0.323%和0.449%。根据以上分析,我们认为公路交通投资对经济增长作用显著,在我国加快公路基础设施建设的大背景下,应保持公路交通投资的支持力度。但值得注意的是,公路交通投资对经济增长的影响主要依赖短期波动,长期影响并不显著,因此应在进一步扩大公路交通基础设施建设规模的同时,不断完善与优化公路网络,并加强与综合运输体系的配套衔接,使投资累积效应不断释放。

短期投资与长期投资的区别范文3

在此关键时期,《财经》记者分别约访中国银行首席经济学家曹远征、国家发改委投资研究所前所长罗云毅、国家信息中心经济预测部发展战略研究室副主任徐策,就新一轮投资展开辨析。 稳增速是为了不失速

《财经》:如何看待当下投资形势?是否有进一步实施大规模投资计划的空间和必要?

徐策:上半年,中国固定资产投资增速与去年相比小幅回落,但总体保持了平稳态势,投资对经济增长贡献率为53.9%,拉动GDP增长4.1个百分点。

受外部经济环境、国内经济结构矛盾以及潜在增速放缓等因素影响,制造业投资增长乏力,投资结构和效益未明显改善。当前投资的平稳放缓正是对全球经济再平衡以及潜在增速下降的适应性调整,但这并不意味着中国没有投资增长空间,只是短期内受制于诸多矛盾难以有效发挥。

当前宏观经济供求特征是“弱供给与弱需求”组合,即潜在增长水平减速与三大需求收缩并存。此时,不能单方面通过大规模投资计划刺激需求,否则将导致产能过剩进一步恶化和资产泡沫风险继续加剧。但由于国内外环境日益复杂,未来经济仍然存在较快下滑的风险,为了确保经济增速和就业水平不滑出底线,也必须重视“稳增长”的问题,这一轮“稳增速”是为了“不失速”,而不是强力人为地回归“高速度”。

罗云毅:中国宏观经济的一个突出特征是投资率非常高。对此,有一种流行的观点认为,国家在宏观经济政策上应该尽量着眼于启动消费、提高消费率,对投资则要采取抑制政策、降低投资率。这样的看法可以商榷。我认为,在讨论经济增长与投资及消费的关系时,要注意区分长期与短期的概念,避免混淆。

从短期看,当经济增长因各种条件制约出现需求不足,未能达到潜在增长率时,国家运用反周期经济政策刺激需求,即投资、消费和出口这“三驾马车”是有效的,可以帮助经济运行回升到正常增长区间。这里主要解决的是短期需求不足的问题。其中,投资和消费一样,都是作为需求因素而起作用的。

从长期经济增长看,“三驾马车”理论恐怕不适用。回到萨缪尔森的论述,驱动长期经济增长的“四个轮子”分别是人力资源、自然资源、资本和技术进步,这里主要解决的是增强供给能力的问题,因而并不包括消费,但投资作为形成供给能力的重要手段包括在其中。

因此,在促进经济增长的政策分析框架中,加强投资的政策不仅可以在短期内作为反周期工具增强需求效应,更重要的是可以在长期中形成更强大的生产能力,推进经济增长,而这恰恰是投资的最本质的功能。

曹远征:这些年我们看到,尽管经济结构正在缓慢转变,但是事实上还没有发生本质的变化,受传统结构的影响,宏观经济的特征是出口引领,出口不仅引领GDP,也引领投资。简单而言,我们仍然是出口引导型投资,当出口向好时,民间投资增加;当出口下滑,政府就必须通过投资来抵消经济下滑的问题。

实际上从去年开始,出口就开始下降了,今年上半年下降速度更快,到6月份甚至变成负增长,这都说明经济增速在下降。好在现在就业问题并不那么严重,这一点跟2008年情况不同,那时候有2000万农民工返乡。但是,如果经济增速过低的话,时间长了,必然产生就业和其他一些社会问题。所以,这些投资的目的就是稳增长。其实在今年六七月份,就已经明确这一思路,而且也开始投资了。 关键是能否实现有效投资

《财经》:中国的投资率已很高,强化投资的结果是否会影响消费呢?

罗云毅:这是一个具有普遍性的问题。毫无疑问,消费是生产和投资的目的,对此各方面没有分歧。争论点主要在于怎样处理好投资和消费的关系。我认为,这里的关键问题并不在于直接的消费投资比例关系,不在于消费率或投资率的高低,关键是投资是否有效率。

只要投资是有效率的,能促进有效产出增长,提供的产品和服务为社会所接受,投资者和劳动者的收入就会增加,政府的税收也会增加,最终会导致消费增长,实现生产和投资的目的。这就是所谓投资和消费的良性互动。在这样的逻辑前提下,加强投资怎么会从负面影响消费呢?

《财经》:就目前来看,新一轮投资与上一轮的“4万亿”投资有什么区别?需要吸取哪些教训?

曹远征:新一轮投资跟之前最大的区别就是,这次强调有效投资。从消费和投资两方面来看,2008年那次重点在于供给。但是这次重点是提振需求,着眼长期消费、最终需求,而不仅仅是增加中间需求。比如铁路建设、棚户区改造,这些都是能提振消费、培育市场的。这与过去一味增加供给是不一样的。

新一轮有效投资主要是三个方向:第一个方向是铁路。铁路投资有几个变化,一个不是完全由政府来建,而是把城际铁路、高铁的部分经营权和所有权向社会开放,吸引民间资本;另一个变化是通过盘活存量,特别是铁路相关的土地来增加投入;第三个变化,通过铁路基金等方式来增加资本金,这样就能放大铁路的负债,并加快建设。

第二个方向是棚户区改造,这个是在今年下半年开始加速的。包括城市、工矿区、农村危房改造,在扩大保障房建设的同时,也增加了投资。

第三个方向是鼓励民营投资,主要的对象是小微企业,之前税制给了一定优惠,也就是通过减少营业税和增值税的方法,推动社会投资的增长。

从风险上来看,因为有保有压,所以比较可控。

罗云毅:2007年的全球性金融危机给世界经济造成重创,但中国的经济增长还是保持一个比较高的速度,背后“4万亿”措施还是应当肯定。

当然,“4万亿”投资中肯定存在一些问题,如有的项目选的不够准,影响了投资效率;又如相关的货币供给增长较快,加大了通胀压力;还有地方债务增加导致财政风险加大等。如果确实要重启所谓新一轮投资推动计划的话,这些还是主要的潜在风险。最关键的是要把效率放在第一位,避免盲目追求进度。

还有一个问题值得注意,即在“4万亿”投资计划实施中的2009年出现了所谓的“国进民退”。其中一个重要原因是当时投资的大量项目是公益性和基础设施项目,国有资本占主导,民间资本很难进入。如果启动新一轮的投资计划,应当与加快鼓励民间投资新36条的贯彻落实相结合,让民资更多地进入基础设施投资领域。 投资与风险

《财经》:新一轮投资着眼于大工程和民生领域,比如铁路建设,需要的资金量巨大,然而,在“钱荒”背景之下,如何解决资金来源问题?

曹远征:传统的思维多是债务融资。实际上现在普遍缺资本金,银行想放贷都做不到。无论贷款还是发债可能性都在下降,那如何增加资本金呢?

办法有几个,一个是盘活存量土地;另一个是用民营资金做资本金,但实现这一点,就需要铁路不是统一负债,而是分成一段段铁路就事论事。

还有就是要改善铁路负债期限结构,使其更有可持续性。根据我们对铁路的研究,中国长期是有需求的。比如京沪高铁无论是上座率和现金流都超出当时预期,回报稳定。最大的问题是债务期限普遍偏短,工程需要很多年,有时候还没修完,贷款期就到了,又要忙着还款。就铁路建设而言,如果能在补充资本金的情况下,债务品种多元化一些、期限合理一些,问题就不太大。

徐策:虽然“钱荒”的概念不是十分准确,但当前经济的确存在着金融体系没有切实发挥对实体经济服务功能的问题。当前实体经济的“缺血”,是以生存性“缺血”为主要矛盾,发展性“缺血”为次要矛盾。“缺血”的主体大多是中小企业、小微企业。“缺血”的原因,既有长期存在的金融组织体系不完善的问题,也有近两年出现的资金在金融机构之间“空转”套利、银行资金期限错配等问题。

对于地方政府而言,还有另外一个层次的“钱荒”,即融资能力与投资需求不匹配。地方政府融资困难的问题,要通过财税体制改革,按照财力与事权匹配的原则,适度补充地方财力,适时调整中央与地方共享税的分成比例。对于中小企业融资难的问题,要更多地依靠政府担保,以政府信用构筑企业信用,实现企业与正规金融机构的对接。

《财经》:投资中的债务风险问题是业界最为关注的。这些风险有多大?应如何规避?

曹远征:我们说的债务,实际是地方债务问题。2010年审计署的数字是10.7万亿元,它是有结构指标的,46%是发生在2008年以后。与铁路负债类似,地方债务也有期限不合理的问题,也就是有集中到期的风险。这个问题可以通过资产证券化进行解决。从这个意义上来说,如果金融市场能创新,能提供更多品种的话,可能地方债务的问题没有想象得那么严重。

另外,对有收入、现金流的地方融资平台,应转为真正的企业进行项目融资,从而减轻政府的或有负债,在此基础上引入民间资本也将更顺利。

至于金融本身的风险处置和管理,这是核心问题。我们不是要消灭风险,而是通过合理的处置减小风险,一个是故在资产负债表内,用资本覆盖风险;另一个是通过公开市场交易,把风险分散到不同投资者头上。

需要看到,风险永远存在,不能把风险问题和损失问题联系在一起。因此,投资的问题,要跟风险分开来看,投资是宏观经济的问题,风险是金融安排的问题。那么,两者之间有关系的部分主要是融资安排,合适的融资结构能使得效益最大化,而很多投资虽然前景很好,但是融资安排不好也会出问题。

徐策:下一步投资领域存在的风险主要包括以下几个方面:第一,制造业产能过剩对投资增长形成较大阻力;第二,财政风险不断攀升使基础设施投资增长放慢;第三,金融市场大量资金在实体经济体外循环;第四,地方政府投资热情仍然高涨,稳增长明显重于调结构。

未来投资调控的思路应短期与长期相结合,在短期内稳定投资增长,确保经济增长和就业水平不滑出底线;与此同时,围绕深化财税、投融资等领域改革,改善经济供给面,促进投资结构优化和效益提高。

短期投资与长期投资的区别范文4

关键词:外国直接投资;进口;出口;经济增长;长三角

中图分类号:F127.5文献标识码:A文章编号:1003-4161(2008)05-0021-04

1. 引言

长三角地区是中国经济发展速度最快、经济总量规模最大、利用外国直接投资最多和进出口贸易总额最高的区域之一。2006年,苏浙沪两省一市GDP占全国的比重为24.9%,工业增加值占全国的比重为26.5%,在全国经济增长中处于重要地位①。2007年,苏浙沪更实现地区生产总值约56 199.62亿元,比去年增长17.7%②。在经济总量规模不断扩大的同时,长三角地区积极调整产业结构。而外资的流入伴随着国际产业转移,也影响了长三角的产业结构调整步伐。2006年苏浙沪实际吸收外国直接投资约334亿美元,创历史新高③。由于国际产业向长三角的大规模转移,特别是国际资本向长三角的转移以加工工业为主,长三角地区仍处于制造业主导的快速增长阶段。工业经济保持高位运行,在长三角地区经济发展中占据着举足轻重的地位,而服务业发展速度也明显加快。

近年来,长三角出口贸易快速增长。2006年,长三角地区出口达3 554亿美元,占全国出口总量的三分之一强,比上年增长28.8%④。2007年前三季度,长三角商品出口总额已达3 265亿美元,比去年同期增长30.2%,占全国的37.2%⑤。在人民币升值、出口退税政策调整等因素的影响下,长三角的出口贸易保持增长说明长三角经济抗压能力有所增加。

外国直接投资和对外贸易是拉动长三角经济增长和产业升级的重要因素,而产业结构又制约着贸易结构调整和利用外资的效果,加上对外贸易与资本流动之间的关系问题始终争论不休,那么了解外国直接投资、对外贸易与经济增长之间的关系,有助于更好的发挥外资、外贸的作用,促进经济增长、社会发展,因此本文将综合考察三者之间的关系。

2. 文献综述

外资、进出口贸易与经济增长的关系问题一直是学界的研究热点。国内外很多学者就其中两个变量的关系问题进行了大量研究,但是同时针对三个变量的研究较少。虽然近年来涌现出以国内某些省份为研究对象的三变量研究,但是受数据可获得性等因素制约,以长三角地区为对象的研究较少,而且因为样本空间的选取、数据处理方法的差异而导致对变量之间关系的研究结论不尽相同。

由于FDI与贸易有着显著的替代效应的同时,还具有贸易创造、补充和市场扩张效应,影响东道国的出口绩效,因此通过引进外国直接投资可以拉动东道国经济的增长(刘恩专,1999)。FDI流入可能由于贸易增加的出口导向作用而引起经济增长或者FDI本身也影响经济增长,GDP增长又会促进FDI流入我国,因此两变量关系研究具有一定局限性,有必要同时探讨外资、进出口贸易和经济增长之间的关系。对三者同时进行实证研究的文献较少,国外有Ekanayake、Richard Vogel和Veeramacheneni(2003)等,在国内有刘学武(2000),Qiao yu(1998)等。康赞亮、张必松(2006)利用我国1983~2004年的数据,根据协整理论建立向量误差修正模型,研究发现外国直接投资、国际贸易与经济增长间具有长期均衡关系;且我国经济增长与外国直接投资有双向因果关系,但相互影响的程度不同;我国为出口导向型经济增长国家,且外国直接投资对国际贸易具有促进作用;FDI与出口在长、短期都具有互补关系,但FDI与进口的关系在长、短期内并不相同,短期互补,长期替代;FDI通过其出口导向与进口替代作用,相对促进了出口贸易的发展,进而间接促进了经济增长。徐建军、汪浩瀚(2007)选取1985~2005年苏浙沪两省一市的实际利用外国直接投资流量、出口、进口和国内生产总值,采用协整理论、脉冲响应函数和Granger因果检验方法就外资、外贸与长三角区域经济增长关系进行了实证分析,结果表明:FDI和出口在短期和长期都推动了经济增长,而进口只在短期促进了经济增长;在短期内,FDI的经济增长效应和贸易效应存在较大的差异,前者明显大于后者;FDI、出口与经济增长存在长期双向因果关系,进口只是经济增长的短期单向原因。

3. 长三角地区外资、外贸与经济增长关系的实证研究

为了确定长三角地区外国直接投资、进出口贸易与经济增长的关系,这里首先进行平稳性检验,发现各序列是同阶不平稳过程之后,进一步进行协整检验,最后进行格兰杰因果关系检验。

3.1 变量的选取

适应经济社会发展的需要,长三角地区的行政管辖范围在2007年底由原来的16城市扩大到苏浙沪两省一市,因此本文通过对江苏、浙江和上海两省一市的数据加总得到长三角地区的数据。外国直接投资对GDP和进出口贸易除了直接效应之外,还存在间接效应;而且外国直接投资会产生产业联动效应,因此本文采用长三角地区实际利用外国直接投资的累计值。地区生产总值GDP、实际利用外国直接投资FDI、进口IM与出口EX的数值取自历年《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》和《浙江统计年鉴》,所有数据根据当年汇率换算成以亿美元为单位。

3.2 样本空间的确定

本文分析所采用的样本取自1985~2006年的年度数据。样本空间的确定既考虑数据的可获得性,又考虑了样本数量对于研究结果的影响。为消除价格因素的影响,王坤、张书云(2004),徐建军、汪浩瀚(2007)等将所有变量数据均以1985年为基期的中国居民消费价格指数CPI进行了调整。为了使数据具有可比性,本文采用中国居民消费价格指数CPI(1985年=100)对各个年度的GDP、IM与EX进行平减,平减后得到RGD、RIM与REX。对外国直接投资数据一般有两种处理手段:一种是用固定资产投资价格指数对各个年度的FDI进行平减(张军等,2003;李治国,2002);另一种是用美国的生产者价格指数PPI对没有换算成人民币的外商直接投资数值进行平减(王志鹏、李子奈,2004)。由于我国固定资产投资价格指数编制的时间较短,一般采用上海市的固定资产投资价格指数来代替全国的固定资产投资价格指数(张军等,2003),或是将1991至2001年的全国固定资产价格指数对上海市固定资产投资价格指数进行线性回归,然后拟合出1991年之前的全国固定资产投资价格指数(李治国,2002)。本文采用王志鹏等(2004)的方法,用美国劳工部劳工统计局公布的生产者价格指数(PPI)当中的“全部商品”(All Commodities)分类指数对外国直接投资FDI进行平减(1985年=100),得到RFDI,进而得到1985年为基期的外国直接投资累计值TRFDI。为了消除数据中可能存在的异方差,文中对平减过的各变量取自然对数,其相应的一阶差分序列为ΔlnRGDP、ΔlnTRFDI、ΔlnRIM与ΔlnREX。下面,本文使用Eviews5.0对1985~2006年的长三角地区生产总值、实际利用外国直接投资存量、进口流量和出口流量进行回归分析。

3.3 单位根检验

为了避免对非平稳时间序列进行回归造成虚假回归,需要在回归分析之前进行时间序列的平稳性检验。如表1所示,LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX的ADF值都大于5%显著水平上的临界值,因此都是不平稳序列。差分一次之后,ΔLnRGDP、ΔLnTRFDI、ΔLnRIM与ΔLnREX的ADF值都小于5%显著水平上的临界值,因此这四个序列都是平稳的,而原序列都服从一阶单位根过程。

注:检验类型分别表示在ADF检验中是否含有常数项c、时间趋势项t以及滞后阶数k。滞后阶数的选择以DW统计值接近2,即检验式的随机误差项不存在自相关为标准。

3.4 协整检验

因为协整检验对滞后阶数比较敏感,不当的滞后阶数可能导致虚假协整,所以在建立VAR模型之前应该先确定最大滞后期k。如果k太小,误差项的自相关有时很严重,会导致被估参数的非一致性,所以通过增加k来消除误差项中存在的自相关。但是k又不能太大,因为如果k太大会导致自由度减小,并直接影响被估参数的有效性。因此可以综合采用修正的似然比检测统计值(LR)、最终预测误差(FPE)、Akaike信息量(AIC)、Schwarz信息量(SC)以及Hannan-Quinn信息量(HQ)判断准则确定滞后阶数。由表2的判断值可知最大滞后阶数为2,VAR(2)模型为最佳检验模型。因为协整检验是对无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期进行约束检验,所以协整检验滞后期应该取1。

Johansen和Juselius (1990) 提出的极大似然法(简称JJ法)适用于检验多变量的协整关系,因此本文采用JJ协整检验方法,检验结果如表3所示。根据JJ法判断准则,当时rk(π)=0,迹统计量大于5%显著水平上的临界值,拒绝零假设。而当k(π)1时,迹统计量小于5%显著水平上的临界值,接受零假设,从而说明LnRGDP、LnTRFDI、LnRIM与LnREX之间有且仅有一个协整方程。长三角地区的外资、外贸与经济增长在长期存在均衡稳定的关系。以为被解释变量的协整方程如下:

由协整方程可知,TRFDI和RGDP对的弹性系数分别为0.210和2.887,表明长三角地区累计实际利用外国直接投资和出口增长1%,GDP就分别增长0.210%和2.887%。而且出口的系数远大于累计实际利用外国直接投资,说明出口对长三角区域经济增长的贡献更大,长三角出口贸易的经济增长效应显著。RIM对RGDP的弹性系数为-2.395,表明进口每增长1%,GDP就减少2.395%。可见,外资和出口对长三角的经济增长有明显的正向拉动作用,而进口在一定程度上制约了长三角的经济增长。

3.5 误差修正模型

图 VECM稳定性检验图

事实上,协整分析只能反映各变量之间的长期均衡关系,各变量之间的关系在短期有可能偏离长期均衡。建立误差修正模型VECM可估计出因变量偏离均衡值的程度。因为VECM的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期,所以确定本文VECM的最优滞后期为1。在估计VECM结果前有必要对VECM设定的正确性进行检验。由图1可知所有根都落在单位圆上或圆内,表明VECM是稳定的,根据VECM得出分析结论可靠。

表4是估计出的VECM结果。方程(1)的误差修正项的估计系数显著为负(-0.1533),符合反向误差修正机制,表明GDP以15.33%的比例对下一年的经济增长产生影响,揭示了外资、外贸与经济增长之间的均衡机制对经济增长的重要制约作用。方程(2)的误差修正项系数显著为负(-0.3497),表明实际利用外国直接投资存量对长期均衡误差以34.97%的速度从非均衡向均衡调整。方程(3)的误差修正项系数显著为负(-0.2014),表明进口与长期均衡值的偏差中的20.14%被修正。方程(4)的误差修正项系数显著为0.1965,表明误差修正项对出口有着正向的修正作用,表明出口对长期均衡误差以19.65%的速度从非均衡向均衡调整。

3.6 长三角地区外资、外贸与经济增长的Granger因果检验

Granger因果关系是指,如果两个经济变量X、Y在包含过去信息条件下对Y的预测效果好于只单独由Y的过去信息对Y的预测,即变量X有助于改善变量Y的预测精度,则称X对Y存在格兰因果关系(冉茂盛、张宗益、冯军,2002)。因为Granger因果检验方法对滞后期的选择较为敏感,而前述协整模型的最佳滞后阶数为1,所以这里选择滞后1阶。基于变量的水平值和一阶差分值分别考察长三角地区外资、外贸与经济增长之间的长期和短期Granger因果关系。检验结果见表5。

在10%显著水平上,P值大于0.1,就接受零假设;P值小于0.1,则拒绝零假设。由表5可知,在长期,LnTRFDI、LnRIM与LnREX是LnRGDP的Granger原因,表明外资累计流入和外贸发展水平影响长三角的经济增长;LnRGDP、LnRIM与LnREX不是LnTRFDI的Granger原因,表明经济增长与进出口贸易不影响外资累计流入;LnRGDP、LnTRFDI与LnREX不是LnRIM的Granger原因,表明经济发展水平、累计利用外资情况与出口贸易不影响进口贸易;LnRGDP、LnTRFDI与LnRIM不是LnREX的Granger原因,这与进口的情况相似。

在短期, LnTRFDI和LnREX是LnRGDP的Granger原因; LnRIM与 LnRGDP不存在Granger因果关系;LnREX是 LnRGDP的Granger原因,而 LnRGDP不是LnREX的Granger原因;LnTRFDI是LnREX的Granger原因,LnREX不是LnTRFDI的Granger原因,表明外资具有出口效应,这可以用长三角地区外资企业的出口导向来解释;LnREX是LnRIM的Granger原因,而LnRIM不是LnREX的Granger原因。

LnTRFDI和LnREX在长期和短期都是LnRGDP的显著Granger原因,表明长三角经济增长在长期和短期都非常依赖外国直接投资和出口贸易。进口贸易在长期才发挥经济增长效应与进口商品结构有关。附加值较高的机电产品等工业制成品在长三角进出口商品结构中占有重要地位,从长期来看,通过学习效应,机电产品等商品的产业内贸易发展状况能够说明进口只在长期发挥经济增长效应的现象。

4. 政策建议

本文以苏浙沪两省一市1985~2006年的年度数据为基础,分别采用协整和Granger因果检验方法探讨了长三角地区外资存量、外贸流量与经济增长在长期和短期的关系。它们在长期存在着稳定均衡的关系,在短期的关系则比较复杂。针对上述实证研究结果,结合长三角地区在引资和外贸活动中存在的一些问题,我们将探讨一些更为有效的对策措施,促进长三角区域经济的稳定发展。

外资对经济增长具有重要推动作用,因此长三角应扩大引资力度,合理引导外资流向,优化外资结构。外资往往通过技术溢出对东道国经济产生影响,而溢出效应受制于东道国的学习能力等因素,因此长三角应该加快国企改革,大力发展民营经济,提高学习、吸收先进技术的能力,逐步提高市场竞争力。资本流动具有产业导向特征,产业结构影响着贸易结构。而外资的垄断优势和东道国的资源禀赋、市场规模、市场增长潜力、产业结构与政府引资政策影响着国际投资的产业流向和流量。长三角地区经济中的产业集聚特征显著,目前已经在石油化工、汽车制造、高新技术、现代物流及金融业五大领域形成了产业集群,因此鼓励外资投向这五大领域,形成规模优势,整合、提升产业集群将是促进长三角经济增长的主要手段之一。

出口贸易也是促进经济增长的重要渠道,因此要继续采取有效措施扩大出口,在加快海外拓展的同时,注意优化出口结构,提高出口商品质量,增加出口产品的技术含量和附加值。在关注商品贸易的同时大力发展服务贸易,这既符合长三角地区产业结构调整的趋势,也有助于缓解原材料等生产要素成本上升带来的出口商品竞争力下降的趋势。

过度的出口增长会引起国际收支失衡,诱发贸易摩擦,因此可以通过适度扩大进口来缓解矛盾。考虑到进口在长期的经济增长效应,扩大进口应服务于长三角地区的产业结构调整。在对进口进行引导和结构优化调整时,重点考虑进口的商品结构和地区结构。就进口商品结构而言,应大量增加战略性商品的进口,特别是进口一些长三角区域经济社会发展急需,而国内又无法提供的商品和技术。就进口的地区结构而言,要与我国出口的地区结构相结合,从出口集中的地区同时适当进口,既可平衡国际收支,又可减少贸易摩擦和冲突,有利于对外贸易的健康发展。基金项目:本文受到上海对外贸易学院引进人员科研启动资金项目(编号3Z0421)和上海高校选拔培养优秀青年教师科研专项基金(编号swm-07004)资助。

注 释:

① 曹美芳,前三季度长三角16城市经济运行基本情况[R]. 上海统计网,2007-11-23.

② 根据《2007年上海市国民经济和社会发展统计公报》、浙江统计信息网和江苏省统计局公布的数据计算得到.

③ 根据《上海统计年鉴2007》、《2007江苏统计年鉴》和《2007浙江统计年鉴》计算得到.

④ 唐琦. 2003年以来嘉兴与长三角地区经济发展情况比较分析[R]. 上海统计网,2007-10-09.

⑤ 江苏省统计局.

参考文献:

[1] 薄文广. FDI、国内投资与经济增长:基于中国数据的分析和检验[J]. 世界经济研究,2005,(9): 63-69.

[2] 康承东. FDI、FPI与经济增长之间的关系研究:以英国为例[J]. 世界经济研究,2005,(11): 31-36, 43.

[3] 康赞亮, 张必松. FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型[J]. 国际贸易问题,2006,(2): 73-78.

[4] 毛新雅, 章志刚, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的对外贸易效应[J]. 国际贸易问题,2006,(6): 73-80.

[5] 毛新雅, 王桂新. 长江三角洲地区外商直接投资的资本形成及经济增长效应:基于面板数据的研究[J].世界经济研究,2006,(10): 65-71.

[6] 杜江. 进口与经济增长的因果关系实证分析――兼论“重新审视进口在经济增长中的作用”[J].国际贸易问题,2007,(4): 9-12.

[10] 姚树洁、冯根福、韦开蕾. 外商直接投资和经济增长的关系研究[J]. 经济研究,2006,(12): 35-46.

[11] 王韦琳,罗小明. 两种FDI模式对我国出口贸易影响的比较研究[J]. 世界经济研究,2006,(9): 58-64.

[12] 李国荣. 我国外商直接投资与出口贸易关系的实证研究[J]. 国际贸易问题,2006,(4): 15-21.

[13] 高峰,范炳全,王金田. 我国进出口贸易与经济增长的关系――基于误差修正模型的实证分析[J]. 国际贸易问题,2005,(7): 5-9.

[14] 徐建军、汪浩瀚. 新开放条件下外资、外贸与长三角区域经济增长关系研究[J]. 国际贸易问题,2007,(8): 27-34.

短期投资与长期投资的区别范文5

[关键词]教育投资;地区生产总值;长期均衡;短期波动

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 17. 020

[中图分类号] F127;F222 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194(2013)17- 0041- 02

根据内蒙古统计年鉴,2010年内蒙古财政性教育经费投入3 584 765万元,地区生产总值11 672.00亿元,与前一年相比分别增长33.01%和17.01%,财政性教育经费投入由1990年的424 876万元,增加到2010年的3 584 765万元,地区生产总值由1990年的319.31亿元增加到2010年的11 672.00亿元。可以看出,随着经济的高速发展,教育受到各级政府的高度重视,教育投入持续稳定增长,而教育投资是支撑国家长远发展的基础性、战略性投资,是经济发展的一个重要动力,教育与经济发展是多因素相互作用的过程。因此,研究内蒙古自治区教育投资与经济增长的关系,对于促进自治区经济的可持续发展具有重要的实际意义。本文选取1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长的相关数据,分别从长期和短期探讨自治区教育投资与经济增长的相互关系。

1 长期均衡关系分析

1.1 数据来源及处理

我国及各省市自治区教育投入是多渠道、多方面的,主要包括国家财政性教育经费、民办学校经费、社会捐赠经费、事业收入及其他教育经费。其中国家财政性教育经费是教育经费的主要组成部分。本文选取1990-2010年地区生产总值(GDP)作为经济增长变量,国家财政性教育经费(Edu)作为教育投入变量,数据来源于历年的《内蒙古统计年鉴》和《中国教育统计年鉴》。由于数据取对数不改变变量之间的协整关系,而且可以消除异方差,因此,对变量做对数处理,记为LnGDP和LnEdu。

1.2 单位根和协整检验

选用时间序列数据进行计量经济学建模时,如果时间序列是平稳的,其统计规律不会随时间的推移而发生变化,其均值和方差在时间过程上保持是常数,并且在任何两时期之间的协方差在时间上仅依赖于该两时期之间的距离或滞后,而不依赖于计算协方差的实际时间。如果时间序列是非平稳的,回归分析的传统检验统计量可能出现偏差,会造成虚假回归。因此,在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时,要检验时间序列的平稳性。平稳性检验的方法是单位根检验。

用Eviews 5.0对LnGDP和LnEdu进行单位根检验,结果见表1。

从表1的检验结果来看,LnGDP序列和LnEdu序列存在单位根是非平稳序列,但一阶差分以后,ΔLnGDP序列和ΔLnEdu序列在5%的显著性水平下检验统计量在绝对值上均大于临界值,表明不再有单位根,故序列是平稳的。说明两个序列都是一阶单整,存在协整关系。

从协整的定义可以看出协整的经济意义在于:两个经济变量,虽然它们各自具有长期波动规律,但是如果它们是同阶单整的,则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。所以进行协整检验。

首先,对LnGDP和LnEdu建立回归方程,得到

LnGDP=0.13546+0.2038LnEdu+et

R2=0.815 6 D.W=2.073 4 SE=0.021 05

从回归分析的结果来看,模型在1%的显著性水平下,R2拟合程度达到0.815 6,说明LnGDP与 LnEdu相关程度很高,D.W自相关检验值为2.073 4,说明模型不存在序列相关,模型拟合较为理想。但是根据计量经济学理论,协整关系存在的一个重要条件就是协整回归方程的残差序列是平稳的,所以必须对et序列的平稳性进行检验,结果见表2。

表2结果显示,e的单位根检验中ADF值在绝对水平上均大于1%、5%和10%的临界值,残差序列不存在单位根,即残差序列是平稳的。因此,内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期的协整关系,即两者之间存在长期的均衡关系。

1.3 格兰杰检验

传统的计量经济思想是首先根据理论或实践经验确定变量,然后建立模型,进行回归分析,通过假设检验判断所选解释变量是否对被解释变量有显著影响。虽然也测定了两个变量间的相关系数,但高度相关的两个变量,并不意味着它们之间就一定存在着因果关系。内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系,但对于1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长之间是否构成因果关系,还需进行格兰杰成因关系检验。检验结果见表3。

由检验结果可知,经过滞后9期,F检验统计量的结果在5%的显著性水平下拒绝Edu不是GDP的格兰杰原因原假设,不拒绝GDP不是Edu的格兰杰原因原假设,表明内蒙古教育投资是经济增长的格兰杰原因,而经济增长不是教育投资的格兰杰原因。

2 短期动态关系分析

误差修正模型是由Engle和Granger于1987年提出的,是一种具有特定形式的计量经济模型,其理论认为,若变量间存在协整关系,则表明这些变量间存在着长期均衡关系,而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的,因为,传统的经济模型通常所表述的是变量之间的长期均衡关系,而实际经济数据却是由非均衡过程生成的。协整模型度量序列的长期均衡关系,而误差修正模型则解释序列的短期波动关系,因此,要引入误差修正模型,它能够削弱原模型的多重共线性和扰动项的序列相关性,GDP的变化决定于Edu的变化以及前一时期的非均衡程度,同时也弥补了简单差分模型的不足,因为,长期均衡模型含有Edu、GDP水平值表示的前期非均衡程度。为了增加模型的精度,把协整回归中的残差项作为均衡误差,利用这个误差把长期变化与短期行为联系起来,所以,通过建立误差修正模型阐述地区生产总值与教育投资之间的短期波动规律。

将地区生产总值与教育投资的回归方程的残差作为均衡误差项把两序列的长期、短期行为联系起来,建立误差修正模型。

ΔLnGDP=0.039011+0.62571ΔLnEdu-1.80081et-1

R2=0.861 0 D.W=1.882 1 SE=0.013 23

3 结 论

通过以上关于内蒙古自治区教育投资与经济增长的长期均衡与短期波动分析,可以看出,在1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,教育投资对经济增长的长期弹性为0.203 8,即教育投资增长1%,地区生产总值平均增长0.2038%;并且在短期内表现出一定的变化规律,当短期波动偏离长期均衡时,将以0.625 7的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,另外,教育投资与经济增长之间存在单向的因果关系,即教育投资是经济增长的原因,而经济增长不是教育投资的原因。这说明内蒙古教育投资对经济增长有较强的促进作用,教育投资的持续增加使内蒙古教育事业获得了稳定的发展动力,而教育的发展必然推动经济的快速增长。要发挥教育对经济增长的促进作用,自治区政府应该做好以下工作:(1)加大对教育的投资,对各级各类学校的教育投入要持续稳定增长,并且要保证财政性教育经费占地区生产总值的比例保持在4%以上。(2)加强各级各类学校的基础设施建设,保证教学水平、教学质量的不断提高。(3)优化教育投资结构,建立多元的教育投资格局,内蒙古自治区教育投入以政府投入为主,财政预算内教育经费拨款占教育投资总量的比例由1999年的61%,增长到2008年的80%,非政府渠道教育投资偏低,尤其是社会捐赠经费近几年增长缓慢,有些年份甚至负增长。因此,多渠道筹措教育经费,鼓励社会资金投入教育,通过非政府渠道增加教育投入。(4)建立科学的经费管理机制,加强对教育投资的监督,防止教育资金、资源的浪费现象。

主要参考文献

短期投资与长期投资的区别范文6

关键词:投资率消费率因素分析

一、研究合理投资率的意义

(一)避免投资膨胀对国民经济的危害

1.投资膨胀会严重影响消费,这既不利于劳动者积极性的调动,也不利于劳动者素质的提高。在国民收入一定的情况下,积累与消费是此多彼少的关系,过大的投资规模与过高的积累率会严重影响人民的消费,致使劳动者科学文化素质和身体素质不能提高,劳动者的积极性和创造性受到压抑,结果是我国劳动力素质低下。

2.投资膨胀降低了投资效益,反而影响了经济增长速度。我国50多年的经济发展经验表明,要提高投资效益,必须保持投资规模适度。投资规模过大,超过了社会经济的承受能力,一般都会降低投资效益,并对社会经济发产生不利影响,从而减缓经济增长速度。

3.投资膨胀会引发通货膨胀,结国民经济发展带来危害。从我国近20年来的情况看,投资规模大小与总供求平衡有很密切的联系,投资规模膨胀一般都会引起总需求大于总供给,从而使物价水平出现较大幅度的上涨。

(二)避免投资不足对国民经济的危害

1.从短期看,投资不足会加重社会商品供大于求的矛盾,会对当前经济增长、就业等方面产生不利影响。投资不足在很大的程度上会影响社会总量,是我国当前社会需求不足的一个重要原因。就业和经济增长是一对孪生兄弟,在一般情况下两者是同增同减的关系。投资不足引起的社会不足和经济增长速度下降,必然使我国的就业形势更加严峻,失业、待业和下岗人员会进一步增加,并由此对社会稳定带来不良影响。

2.从长期看,投资不足会使我国投资资源不能充分利用,这会影响我国今后的社会经济发展。如果投资不足,投资规模过小,投资品大量积压,就意味着社会上有一部分投资资源没有得到充分利用,不利于综合国力的增强和经济的长远发展。

3.投资不足尤其是企业技术改造投资不足会阻碍我国的技术进步和产业结构的调整。

4.投资不足会使企业经济效益下滑,经营更加困难。投资膨胀与投资不足都不利于经济的发展,为此,必须确定合理的投资率。

二、确定合理投资率的原则

1.合理的投资率应与我国的国力相适应。一方面,我国综合国力在改革开放的今天已明显提高。21世纪的中国已经告别了“短缺经济”,由温饱型向全面建设小康社会迈进。人民对消费有了更高的需求,对改善城市基础设施建设的要求更加迫切,需要扩大投资、增加投资品和新型消费品的生产与供应,才能满足居民日益增长的住房、交通和耐用消费品的需求。所以,我国经济的发展必须有一定的投资规模,即必须保证一定的投资率。

2.合理的投资率要与较高的经济增长率相适应。经济增长是我国经济政策目标之一,合理的投资率必须服务于经济增长的目标。“发展是硬道理”,当今中国诸多问题,只有在发展中才能得到有效解决,保持合理的投资率是经济增长的起码条件。在现代经济中,投资是促进增长的一个主要因素,由于投资所形成的固定资产的数量和质量,在一定程度上决定了经济的发展速度和水平。因此,要有计划地加速经济发展速度或要达到某一经济发展目标时,就要保持一定的投资率。

3.投资率与消费率要保持产业投资的协调,不可相互占用。从最终使用结果看,国民收入无非用于积累和消费两个基本方面,这两者是此多彼少的关系。积累本质上是为了扩大未来的消费。但是积累比重过大,必然损害现期消费,从而挫伤劳动者的生产积极性。另一方面,为了扩大未来消费,就必须增加投入,即使当今世界上高度发达的欧美及日本等国家新增投资规模也越来越大。所在,一味强调现期消费需求,势必影响生产的发展。在发展中国家,适度抑制消费扩张,提倡节俭和扩大积累,是完全必要的,但任何一个方面都有一个限度,不能走极端。若投资率过高,势力影响消费,这已被我国发展的实践所证实。若投资率过低,又不能促进经济的发展。所以,投资率与消费率要保持协调。

4.合理的投资率要有利于保持较低的失业率。当前我国面临巨大的就业压力,要实现我国经济政策目标中的充分就业,合理的投资率应能够创造更多的就业机构,从而降低失业率。

5.合理的投资率不应引起经济过热,以避免通货膨胀。

三、合理投资率的确定

(一)有利于我国保持较高投资率的因素分析

1.西方发达国家和亚洲一些较发达国家及地区经济发展的实践表明,经济的腾飞必然要经历一个高投资阶段。日本在经济高速增长的20世纪60~70年代,固定资产投资率一直很高,1961-1971年间为32.6%,1971-1980年间达33.2%;韩国在这一阶段投资率高出一般年份7个百分点左右;新加坡从70年代开始,投资率明显提高,由60年代的28%以下,提高到70年代的40%以上,80年代仍高达35%左右。而且,韩国、新加坡这样的新兴工业化国家,2000年的投资率仍然高达31%,作为发达国家的日本的投资率仍然处在26%的较高水平上。这些国家特别是与我国投资率较为接近的新加坡、韩国的发展经验告诉我们,高积累是经济高速发展的重要条件之一。由于高积累、高投资,新加坡、韩国迅速进入发达国家的行业。同样,我国要实现赶超战略,必须维持较高的投资率。

2.我国工业化的历史任务尚未完成,正处于工业结构的高加工度化和资本技术密集型工业加速发展的工业化中期阶段。与大多数发展中国家和世界平均水平相比,我国第二产业在GDP中的比重较重,而第三产业的比重则较低。第二产业特别是制造业的生产过程较为复杂,需要大规模投资;而第三产业的生产过程相对简单,需要投资量较少。考虑到现阶段我国工业化比重高而服务业比重低的结构性特点,以及完成工业化任务的客观需要,在一定时期内保持适当高的投资率可能是难以避免的。

3.我国的国土调整任务尚未完成,东部地区要继续发展,西部地区要进行大开发,同时东北老工业基地要进行调整和改造,这些都要求有大量的资金投入。首先,东部发达地区已处于产业结构更新和换代时期,产业结构更新换代以及由粗放型向集约型经营改变必须投入大量的资金,因此,东部地区在今后一段时期内投资将继续保持较快增长。其次,资金短缺已成为制约西部地区经济和社会发展的一个非常重要的因素,要加快西部地区的发展,也必须在改善基础设施等“硬”环境方面下功夫。要实现这个目标,需要今后几年西部在改善基础设施等方面投入大量的资金。第三,党的十六大报告明确提出:“支持东北地区老工业基地调整和改造”。随着工业科技水平的日新月异,东北企业技术落后、设备陈旧的问题日益突出,但东北不可能淘汰和转移所有的老工业部门,这就使东北面临更艰巨的技术设备更新改造。因此,增加更新改造投资将是一段时期内东北地区经济持续、高速发展的需要。

4.我国目前正处于改革时期,各种社会保障体系和经济运行机制正在从过去计划经济的有序状态向新的社会保障体系过渡。转轨需要一个过程,这个过程的无序性使很多消费者对未来收入持悲观态度,从而使边际消费倾向处于相当低的水平,降低了投资乘数,并且这一状况很难在短期内有所改观。因此,未来几年消费对经济的贡献将是有限的,所以,目前刺激经济仍主要依赖扩大投资。

根据发达国家经济腾飞阶段的投资率及我国的实际情况,我国的投资率还会在一段时期内保持在较高的水平上。

(二)有利于我国消费率上升的因素分析

1.与目前同样经济发展水平的国家及各国普遍情况相比,我国投资率偏高而最终消费率偏低,其中居民消费率偏低尤为突出,这种差距表明我国调整投资和消费关系有很大的余地。到2020年,我国居民最终消费率可能由2000年48%逐步提高到60%左右,即介于2000年的中下等收入国家平均水平(56%)和世界平均水平(62%)之间;我国投资率则相应地可能降低为30%左右,这仍然高于2000年中下等收入国家的25%的平均水平,但同其中的东亚和太平洋地区31%的平均水平大体相当。

2.自1952年以来,我国投资和消费的关系大都表现为投资过度和消费不足,而且只有在国民经济比例严重失调而被迫压缩投资的情况下,消费才得到应有的重视,这给我国的国民经济造成了严重的影响。但1996年以来作为对前期过度投资的调整期已基本结束,我国投资率进入了一个新的提升期。因此,从保证经济长期持续快速增长的角度看,需要抑制投资率的过度提升,防范再次出现过度投资现象,避免对长期经济增长产生不良影响。故此,违背客观规律的人为因素对经济增长的干扰可能越来越少,而投资和消费的关系则可能会遵循经济内在的要求和发展趋势进行变化。这样,投资率就有下降之势,而消费率有上升之势。

3.消费率过低延缓小康进程。党的十六大报告指出,全面建设惠及十几亿人口的更高水平的小康社会,使人民生活更加殷实,是本世纪头20年的奋斗目标;不断提高人民生活水平和质量,是经济建设和改革的主要任务之一。改革开放20多年来,我国城乡居民收入水平迅速提高,消费结构发生重大变化,逐渐从温饱型农产品消费向小康型工业品消费过渡,并且部分已向比较富裕型的服务类消费迈进。但近些年来,城乡居民的恩格尔系数呈现加速下降趋势,分别由1978年的57.5%和67.7%下降到2000年的39.2%和49.1%,这表明居民消费结构升级的步伐在加快。而居民消费水平的提高和消费结构的升级,在客观上要求最终消费率适当上升和投资率相应下降。如果投资率长期偏高而消费率长期偏低,特别是在许多产品生产能力闲置、浪费的情况下消费率持续偏低,使大量的社会产品价值得不到实现,使投资形成的大量生产能力得不到充分利用,并且影响企业经济效益。这非常不利于提高城乡居民生活水平,不利于调动和发挥人民群众生产建设积极性,从而延缓小康进程,不利于发挥最终消费对经济增长的拉动作用。我国居民消费增长的潜力还很大,需要进一步拓展居民消费的空间,因此消费率有上升之势。

4.逐步缩小工农差别、城乡差别和地区差别是全面建设小康社会的目标之一。但城乡之间、工农之间的差距不断扩大已成为小康路上的障碍。要缩小工农差别,就必须增加农民的收入;要提高农民的生活水平,就必须提高消费率。

以上的分析表明:我国消费率上升的潜力和空间很大。

(三)综合分析

合理投资率应保持经济稳定、协调增长的投资率。根据有利于消费率上升的因素和有利于保持较高投资率因素的分析,我们可以得出如下结论:我国的投资率还会在一段时期内保持在较高的水平上,考虑到我国消费率上升趋势明显且上升的空间和潜力很大,我国的投资率有下降之势,但投资率不可能在较短的时间达到理想的状态:25%~30%,借鉴日本在经济高速增长的20世纪50年代后期至70年代,其平均投资率保持在30%左右的实际,我国的投资率也应保持在30%左右,这比较符合我国的实际情况。

参考文献:

1.张合金主编。投资规模调节论。中国财政经济出版社,2000