一、問題的背景
中國經濟目前尚處於初級發展階段，經濟增長具有典型的要素拉動特徵。經濟發展需要刺激投資需求，最終消費需求的形成也有賴於加大投資力度，投資與消費雙管齊下，投資需先行。因此，國民經濟的高速增長離不開投資的持續增長。
從理論上講，投資增長率和經濟增長率具有一種正向的關聯關係。
一般認為，建設投資是國民經濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的**都會在經濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經濟增長的工具。加大建設投資的規模，既可增加就業機會和國民可支配收入、擴大內需，又可以直接帶動當前的經濟增長，為新一輪的經濟增長奠定物質基礎。
西方學者的研究表明：建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發展中國家，建設投資在這些國家的整體投資中的比率甚至達到了20%(kessedes,1995)。
我國大量的文獻也討論了建設投資對國民經濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經濟增長之間的數量關係的研究成果卻極少。中國發展研究院曾經做過一項研究，發現在中國經濟中固定資產投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產投資可以作為刺激經濟活動的主要手段（中國發展研究院，1997）。
雖然還有其他一些關於建設投資對中國經濟增長重要性的研究，但是，這些研究大部分還處在定性階段，很少能夠指出建設投資對中國經濟發展的貢獻水平。本研究就致力於找到其對中國經濟發展拉動水平的具體數量關係。
二、資料和模型
在本研究中，建設投資對國民經濟的拉動作用是指以一定速度增長的建設投資所拉動gdp的增長量或增長率。gdp是衡量乙個國家或地區經濟水平的重要指標和方法。它是指乙個國家或地區在一年內所有常住單位生產活動的最終成果的價值形態。
另外本研究涉及的指標還有固定資產投資和建築安裝工程投資。
固定資產投資(fai)是衡量乙個國家或地區在一年內在固定資產方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態反映固定資產建造和購買活動的總量，是反映固定資產投資規模、速度、比例關係和使用方向的綜合性指標。固定資產投資可以根據國家的投資計畫分為基本建設投資、更新改造投資、房地產開發投資和其他固定資產投資四部分。本文採用這個指標來代表巨集觀意義上的建設投資水平，既包括建水壩、修公路這些大型的土木工程專案，也包括住宅和商業房地產專案的開發，同時，還涉及各類建築物、構築物和大型裝置的修繕和改造。
固定資產投資活動按其工作內容和實現方式可以分為建築安裝工程，裝置、工具、器具購置，其他費用三個部分。在本文中也將建築安裝工程投資(ci)作為衡量建設投資活動對國民經濟增長拉動作用的乙個變數，它是指各種房屋、建築物的建造和各種裝置裝置的安裝工程投資。建築安裝工程投資比固定資產投資的範圍小一些，可以代表一年內國民經濟中的建築工作量，是乙個衡量建設活動水平更為合適的指標。
本研究擬採用動態計量經濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經濟的相互作用。建立經濟學模型的傳統方法主要是以理論為導向，依據某種已經存在的經濟理論或者已經提出的對經濟行為規律的某種解釋設定模型的總體結構，這種建模途徑對先驗的經濟理論有很強的依賴性。這種建模方法在20世紀70年代的經濟動盪前屢次**失靈，促使人們尋求另外的建模方法。
20世紀70年代末80年代初，以英國經濟學家d·f·hendry為代表，提出了動態建模的方法，交替利用經濟理論和經濟資料提供的資訊，在協整理論的基礎上建立反映變數短期波動和長期均衡的誤差修正模型(d·hendry,1998)。
一般經濟變數都可以用時間序列來表示，如果它的均值和方差都不隨時間變化，就稱這個序列是穩定序列。如果乙個序列在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協整理論，幾個同階單整的時間序列之間可能存在著一種長期的穩定關係，其線性組合可以降低單整階數，即所謂的協整關係。
誤差修正模型就是建立在這種理論之上的。以gdp和建築安裝投資(ci)為例，若gdp和ci具有協整關係，則它們之間的關係可以寫作一般的自回歸分布滯後的表示式：
附圖和ci之間存在的長期均衡關係。於是gdp的短期波動被分為兩部分：一部分是長期均衡，一部分是短期波動。
一般（β[,2]-1）都會小於0，因此，若(t-1)時刻gdp大於其長期均衡解，γecm[,t-1]為負值，使△gdp[,t]減少；若(t-1)時刻gdp小於其長期均衡解，γecm[,t-1]為正值，使△gdp[,t]增加。體現了長期均衡誤差對gdp的控制。
以不變**表示的流量指標一般是一階單整。固定資產投資、建築安裝投資和國內生產總值都是流量指標，一般情況下屬於一階單整，它們之間可以存在這種長期穩定的關係，同時，固定資產投資、建築安裝投資的短期的變動又會對國內生產總值產生短期的影響。因此，國內生產總值的變動既受固定資產投資、建築安裝投資短期變動的直接影響，又受兩者之間長期穩定關係的調整，可以建立誤差修正模型來討論這種關係：
附圖表明如果fai變化了1%，gdp將變化β[,1]%。α[,1]同理。可見各個係數具有很強的經濟意義。
本研究中的資料都**於《中國統計年鑑》。資料自2023年始，且已經折算為2023年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映資料內在的規律性。在本研究中，採用spss軟體包進行統計分析。
各年的資料如下；
表1 固定資產投資、建築安裝投資與國內生產總值
（1981-2023年，單位：億元）
附圖注：1.所有資料均為2023年不變價；2.資料**：《中國統計年鑑2000》。
三、建立誤差修正模型
（一）方程的初步設定和簡化
一般來講，在經濟資料中，以不變**表示流量的序列往往表現為一階單整。因此，從理論上判斷，lngdp、lnfai和lnci序列都應該是一階單整。採用dickey和fuller於2023年、2023年提出的adf方法進行單整檢驗結果也表明，的確如此。
然後，可以將方程設定為一般的自回歸分布滯後模型。模型的右邊包括被解釋變數的滯後、解釋變數及其時間滯後項。對於固定資產投資方程，首先設定為：
附圖用最小二乘法估計這兩個自回歸分布滯後方程，採用逐步回歸(stepwise)方法，剔除不顯著的變數。
在固定資產投資方程中，lngdp[,t-1]、lnfai[,t]和lnfai[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖可見方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，並不顯著。（由於此方程對後面的過程只有理論上的意義，因此不必剔除常數項。
）其他各項係數在99%的置信水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白雜訊。
在建築安裝投資方程中，也是lngdp[,t-1]、lnci[,t]和lnci[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，也不顯著。其他各項都在99%的顯著性水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白雜訊。
可以看到，以上兩個方程中lnfai[,t-1]和lnci[,t-1]前的係數為負值。出現這種現象的原因是由於它們分別與lnfai[,t]和lnci[,t]之間存在著共線性的關係，導致兩者的係數在一定程度上能夠互相任意分配。但這對後面的研究影響不大。
（二）求長期均衡方程
下面可以用簡單的回歸分析求得長期均衡方程。對於固定資產投資方程，長期均衡方程為：
附圖可見，整體顯著性明顯滿足。各項係數的顯著性檢驗均順利通過。從此均衡方程可以計算ecm序列（即殘差序列）：
附圖adjusted r[2]=0.982 f=980.657
整體顯著性明顯滿足。各項係數的顯著性檢驗均順利通過。
ecm[,t-1]=lngdp[,t-1]-3.228-9.793lnci[,t-1]。
（三）建立誤差修正模型
1.固定資產投資方程
考慮到在初步設定的方程中lnfai[,t]、lnfai[,t-1]和lngdp[,t-1]都比較顯著，在建立誤差修正模型時引入△lngdp[,t]，△lnfai[,t]，ecm[,t-1]，以保證方程的包容性。
設定誤差修正模型為：
附圖p=0.0002，可見整體顯著性明顯滿足。
從變數顯著性檢驗來看，兩個方程的ecm[,t-1]的顯著性較低，但是，考慮到它們重要的經濟意義，仍不將其剔除。
四、經濟意義分析
（一）彈性分析
在以上兩個誤差修正方程中，△lnfai[,t]和△lnci[,t]前面的係數可以看作是gdp對fai和ci的彈性係數，因此，可以根據方程的係數對它們進行彈性分析。
△lnci[,t]前的係數為0.324，這說明國內生產總值對建築安裝投資的彈性係數為0.324。
當建築安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。而△lnfai[,t]前的係數為0.
317，這說明國內生產總值對固定資產投資的彈性係數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.
317%。
這是非常重要的結論，定量地給出了建設投資對國民經濟拉動作用的大小。可以看出，建設投資對國民經濟的拉動效應大致是這樣乙個概念，即當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。
以往的分析往往僅限於定性，沒有反映出真正的定量關係。從兩個彈性係數可以看出，建設投資對國民經濟的增長有很大的促進作用，彈性係數都較大。
（二）拉動效率分析
為了進一步分析建築安裝投資和固定資產投資對國民經濟拉動作用的大小，引入乙個新的係數，將其稱之為「拉動效率」，它是gdp對該變數彈性係數與該變數在gdp中所佔份額的比值，即附圖，d[,i]表示在此區間內gdp對某一變數i的彈性係數，s[,i]表示某一變數i在此區間內佔據gdp的平均百分比。這樣可以排除彈性係數大小中不同變數份額因素的影響。如果q＞1，這表明某一變數在這一階段對gdp的拉動作用是積極的，超過了自身在gdp中所佔據的份額，是高效率的。
相反，如果q＜1，則表示這種拉動作用是消極的，少於變數自身佔據gdp的份額，是低效率的。
稅收增長與經濟增長關係的實證分析
作者 潘彥鳳 經濟研究導刊 2014年第02期 摘要 運用回歸分析方法對稅收增長與經濟增長的關係進行實證分析，結果表明 稅收增長處於合理增長範圍 稅收增長與經濟增長關係基本協調 稅收收入增長的強勁勢頭保持一段時期是沒有問題的 稅收收入必將進入與gdp增速協調發展的軌道。關鍵詞 稅收增長 經濟增長 實...
金融脆弱性與經濟增長的關係研究
摘要 本文基於金融脆弱抑制經濟增長為視角，通過定量分析我國金融脆弱性，構建金融脆弱性綜合指數，運用直觀分析 平穩性檢驗 回歸分析等研究方法，動態研究我國金融脆弱性與經濟增長關係，並得出相關結論。關鍵詞 金融脆弱性經濟增長實證分析 作為經濟學研究的重要課題，金融與經濟增長的關係備受國內外學者關注。金融...
中國經濟的增長與廣告的增長有著怎樣的跨時代距離
當我們對中國經濟增長與中國廣告產業增長作進一步具體考量時，我們還發現乙個顯著事實 1985 1993年，是改革開放30年中國經濟增長的兩個高峰點，年增長率分別高達25.01 13.40 5 而1985年與1993年，也恰好是中國廣告產業30年發展的兩個增長高峰點，年增長率分別為65.75 97.57...