固定資產投資與行業利潤關系的實證分析

韓士專，何珊

（華東交通大學經濟管理學院，江西南昌330013）

固定資產投資是社會固定資產再生產的主要手段，主要包括固定資產更新（局部和全部更新）、改建、擴建、新建等活動。在正常情形下，固定資產投資所形成的產出結果可以在經濟利潤中得到體現，而利潤的變動也會在一定程度上對固定資產投資產生影響。

國外在這方面的研究，較早的有凱恩斯。他在《就業、利息和貨幣通論》中，就投資與經濟增長的關系提出了投資乘數概念，即保持邊際消費傾向不變，投資量每增加一個單位，國民收入就以K倍的單位增加，這個K就是投資乘數。后來，索羅提出了索羅模型，認為資本是經濟增長的主要因素。由Clark（1917）［1］提出并經過漢森和薩繆爾森等發展的加速原理，主要思想是收入增加最終會引起投資增加，投資增量是收入增量的倍數。另外，追溯到1958年Modigliani和Miller［2］的新古典投資理論，在完備的資本市場上，投資決策主要依賴于那些決定企業利潤和現金流的基本經濟因素，企業的盈利能力將增加投資能力，與投資呈正相關。

宋麗智（2011）［5］對固定資產投資與經濟增長做協整分析，發現兩者存在長期關系和雙向的格蘭杰因果關系，即我國固定資產投資與經濟增長之間存在相互促進的作用。而研究固定資產投資與利潤兩者間關系的文獻卻并不多，曾五一，趙楠（2007）［6］分行業測算資本配置效率，發現在短期的月度分析中，行業盈利因素對資本形成的影響是相當微弱的；同時還發現我國企業短期內的固定資本投資，對行業贏利性因素的考量較少，更多是受銀行貸款等其他因素的影響。夏天（2008）［7］通過對湖北省行業資本配置效率及其主要影響因素進行實證分析，指出行業自身贏利能力的提高成為提高行業資本配置效率的關鍵。樊自甫等（2013）［8］發現電信行業固定資產投資額與市場績效的關系呈倒U型，過多的固定資產投資對增加市場績效沒有顯著作用。韓國高等（2013）［9］認為行業當期固定資產投資受到上期投資的顯著影響，并發現行業收入的增長對其固定資產投資的擴張具有促進作用，由于自籌資金是我國產能過剩行業固定資產投資的主要資金來源，大量企業利潤用于再投資，因此，追求利潤最大化的企業紛紛擴大投資規模。

目前，中國的投資主體結構是以包括自籌資金在內的其他資金為主導的，從各行業固定資產投資資金來源情況來看，2012年采礦業自籌資金約為1.2萬億，占行業資金的84.55%；制造業自籌資金約為10.8萬億，占行業總資金來源的84.88%，而自籌資金主要來源就是企業利潤留成及各種形式籌集的資金等。所以，根據資本追逐利潤的傳統理論以及行業通常做法，在行業固定資產投資決策中，作為固定資產投資的一個主要來源，行業利潤的變動情況是行業固定資產投資增減的重要依據。

一般而言，固定資產投資與行業利潤在短期內會存在一定的偏離，但在長期內卻會維持一個比較均衡的關系。從理論上看，固定資產投資與行業利潤之間的相互影響可能會造成固定資產投資的波動。行業利潤率提高，行業固定資產投資增加；固定資產投資增加，也可能提高行業利潤率。因此，探討固定資產投資與行業利潤的因果關系，確定兩者是否可以相互解釋，以及在多大程度上可以互相解釋，這些都顯得有一定的現實意義。兩者因果關系的確定除理論探索外，參考來自統計意義上因果關系的依據也是比較有效的方法。那么，我國的行業固定資產投資與行業的利潤之間是否真正存在著一種正相關關系？兩者之間又是否存在著雙向影響？

本文將就這些問題，采用實證分析的方法，主要運用計量經濟學中的面板數據協整檢驗以及誤差修正模型，并對固定資產投資與行業利潤進行格蘭杰因果檢驗，目的在于研究兩變量之間是否存在統計意義上的因果關系，為確定兩者真實的因果性提供佐證。

1 實證分析

選擇各行業固定資產投資年增長額（difa）與行業年利潤總額（p）兩個指標為變量。考慮各個行業的年利潤總額數據的收集情況，本文所使用的數據是中國統計年鑒中的38個工業行業從2003年至2011年的年度數據，共計342個，來進行研究。原始數據來源于《中國統計年鑒》，數據的處理與實證分析則是利用Eviews6.0完成。

1.1 面板數據的單位根檢驗

首先對各變量，即各行業固定資產投資年增長額（difa）、年利潤總額（p）及其一階差分進行面板數據單位根檢驗，以確保其平穩性。為了保證結果的穩健性，使用了4種檢驗方法，包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADFFisher檢驗以及PP-Fisher檢驗。由于涉及變量種類較多，數據量過于龐大，所以文章呈現的是總量指標的4種單位根檢驗。表1的結果表明，行業的p和difa均不能拒絕“存在單位根”的原假設，即各變量均是非平穩過程。繼而對各變量的一階差分Δp和Δdifa進行檢驗，從檢驗結果表2中可以看出所有的檢驗結果均表明Δp和Δdifa兩個變量的差分序列是平穩的，即各變量的一階差分不存在單位根，為平穩過程。因此固定資產投資年增長額（difa）和行業利潤總額（p）均為一階單整I（1）序列。

表1 各變量原序列的面板單位根檢驗Tab.1 Panel unit root testof the original sequence for each variable

表2 各變量一階差分的面板單位根檢驗Tab.2 Panelunit root testof the firstorder difference foreach variable

1.2 協整檢驗

對于兩個同階單整的非平穩序列，它們之間的某種線性組合有可能是平穩的，也就是說這兩個變量之間可能存在著協整關系，同時也就意味著兩者之間有一種長期的均衡關系。本文將采用“Engle-Granger兩步法”來檢驗固定資產投資增長額和行業利潤兩個變量的協整關系或長期均衡關系。

首先，對同階單整的固定資產投資增長額（difa）和行業利潤（p）兩個變量協整設定模型。以固定資產投資增長額為解釋變量，行業利潤為被解釋變量，利用Eviews6.0計算，得到協整回歸模型：

以行業利潤為解釋變量，固定資產投資增長額為被解釋變量，利用Eviews6.0計算，得到協整回歸模型：

結果顯示，difa和p的系數均大于零，這表明，行業的固定資產投資增長額對行業利潤有積極的影響，同時，行業利潤與固定資產投資增長額之間也存在著正向相關的關系。

由于模型（1）和（2）中的變量均符合面板數據單位根過程，所以若兩個模型的殘差εt～I（0），則表明兩個變量之間存在協整關系。為了研究回歸殘差序列的平穩性，我們將對上述兩個協整方程的殘差分別進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 回歸殘差的單位根檢驗結果Tab.3 The regression residualunit root test

由表3可以看出，ADF統計量值均拒絕原假設，說明兩個殘差序列是不含單位根的，屬于平穩序列。由此可知，固定資產投資增長額和行業利潤之間存在著協整關系。

1.3 誤差修正模型（ECM）

協整檢驗結果表明，固定資產投資增長額和行業利潤之間存在長期穩定的均衡關系，但是兩變量之間短期波動的關系，還需要進一步驗證。短期動態過程的不斷調整可以通過建立誤差修正模型來反映。ECM模型估計結果如表4所示。

表4 誤差修正Tab.4 Error correction

根據估計結果，可得出誤差修正模型回歸方程式：

通過模型發現，誤差修正系數均為正，反映了對偏離長期均衡的調整力度。誤差修正項即ECM項的系數彈性約為0.004 49%和0.041 5%，說明行業利潤和固定資產投資增長額的上一年度的非均衡誤差分別以0.004 49和0.041 5的比率對本年度做出正向調整作用，修正幅度都不是很大。另外，兩個誤差修正系數均顯著，說明當偏離均衡狀態時，下一期行業利潤總額和固定資產投資增長額均對非均衡狀態有直接影響。

從以上分析可以得出以下結論：從短期看，固定資產投資增長額對行業利潤有著顯著的正向影響，且行業利潤與固定資產投資增長額之間也存在著正向相關的關系。從長期看，固定資產投資增長額和行業利潤兩個變量之間互相有著顯著的正向影響。行業利潤對固定資產投資增長額的長期彈性系數為12.78，也就是說，固定資產投資增長額每變動1%，行業利潤就會同方向變動12.78%。同時，固定資產投資增長額對行業利潤的長期彈性系數為0.08，即行業利潤每變動1%，固定資產投資增長額就會同方向變動0.08%。

1.4 向量自回歸模型的Granger因果關系檢驗

通過協整檢驗可知，兩個變量之間存在長期協整關系，但是否構成因果關系，還需進一步的檢驗。格蘭杰（Granger）指出的“如果非平穩的兩個時間變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰因果關系”，對于面板數據也同樣適用。Granger因果檢驗是揭示變量間是否具有統計上的因果關系，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有Granger因果關系。主要看現在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值能否使Y的解釋程度提高。如果X與Y的相關系數在統計上顯著則說“Y是由XGranger引起的”。

由于p和difa均為I（1）過程并且存在協整關系，因此可建立p和difa之間的基于VAR二元模型的格蘭杰因果關系檢驗方程：

其中，Δ表示一階差分，p為滯后期。如果檢驗拒絕原假設H01：，則認為變量difa是p的Granger原因，即變量difa有解釋和預測變量p的能力，反之則認為變量difa不是p的Granger原因；若拒絕原假設，則說明變量p是difa的Granger原因，反之則不是。我們選取滯后1至4期的Granger因果檢驗結果見5。

表5 Granger因果檢驗結果Tab.5 Granger causality test results

從檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下，當滯后1～3期時，在10%的顯著水平下，p均是difa的Granger原因而difa不是p的Granger原因。即固定資產投資與行業利潤變動之間存在單向的Granger因果關系。

因此可得出這樣的結論：固定資產投資與行業利潤之間存在協整關系，但對因果關系而言，利潤是固定資產投資的格蘭杰原因，而固定資產投資不是利潤的格蘭杰原因。因此，固定資產投資與行業利潤之間只是單向的因果關系，并不存在互為因果的反饋性聯系。

2 結論

本文以我國38個行業的固定資產投資增長額和行業利潤的近9年數據為樣本，通過對兩個變量進行單位根、協整以及誤差修正模型等檢驗，發現固定資產投資增長額與行業利潤相互有著正向相關關系。同時，可以得出以下結論：

1）行業利潤對固定資產投資增長有促進作用。根據兩個變量的Granger因果檢驗的結果，可得知，固定資產投資與行業利潤之間存在單向的因果關系。進一步分析結果可知，利潤是固定資產投資的格蘭杰原因，也就是說行業利潤是影響固定資產投資的原因。因為增加投資需要資金的保障，投資也是根據生產能力和市場的需求而相應的增加，所以利潤無疑是固定資產投資增長的推動力。

2）固定資產投資與行業利潤之間存在長期的動態均衡關系。利用“Engle-Granger兩步法”進行協整檢驗發現兩者之間存在一種長期的均衡關系。分析檢驗結果可得，行業利潤不僅對固定資產投資有著積極的促進作用，并且兩者存在一種長期穩定的關系。另外，根據行業利潤和固定資產投資兩個變量之間的誤差修正模型（ECM）還可得知，固定資產投資和行業利潤兩個變量之間互相有著顯著的正向影響。固定資產投資增長額每變動1%，行業利潤就會同方向變動12.78%；同時，行業利潤每變動1%，固定資產投資增長額就會同方向變動0.08%。這說明，兩變量之間存在著長期的動態均衡關系。

不同的行業，成熟程度不同，競爭程度也不同，對于投資的調控也就不同。固定資產投資規模是行業投資行為的一個重要特征，并能在一定程度上反映企業規模、行業競爭地位和投資戰略方向，對行業的經濟發展有著舉足輕重的作用，要想取得經濟發展，就必須努力擴大投資規模，充分發揮其正向影響作用，使得業績較好的成長型行業能夠得到更多的投資，推進經濟健康、持續、穩定的發展。

3）利潤的變化引導行業投資量的變化；反過來，投資量的變化并不改變行業利潤率。

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