浅谈政府基础设施投资与居民收入关系的实证研究（精选3篇）由网友“huwei19900716”投稿提供，下面是小编给大家带来关于浅谈政府基础设施投资与居民收入关系的实证研究，一起来看看吧，希望对您有所帮助。
篇1：浅谈政府基础设施投资与居民收入关系的实证研究
浅谈政府基础设施投资与居民收入关系的实证研究
浅谈政府基础设施投资与居民收入关系的实证研究摘要：政府支出的目的之一就是改善人民群众的生活条件，增加居民收入。基于中国1980―的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系。结果发现政府基础设施投资支出与城镇居民收入具有长期的均衡关系，且政府基础设施投资支出是城镇居民收入的Granger原因（反向不成立）。
关键词：基础设施投资；人均可支配收入；协整检验；Granger因果检验
引言
，由美国次贷危机引起的世界性经济金融危机，已经对中国各方面产生了显着的消极影响，如企就业形势严峻，失业率上升，居民收入下降等。可以说，金融危机对社会各阶层收入与财富的积累产生了极大的负面效果（朱玲、金成武，）[1].为了防止这种环境对中国经济产生的消极影响，政府采取的是由前期稳健的财政政策转变为积极的财政政策。通过各种的措施来提高居民的收入和消费能力，扩大内需。政府基础设施投资支出是政府投资性支出的一个组成部分，它一直被各国政府视为实现社会公平、弥合城乡居民收入差距，促进社会和谐的重要手段之一。所以，金融危机时中国出台了十项措施，到底将陆续增加4万亿的财政支出，大部分用于基础设施建设。巨额的资金投入，目的之一就是改善人民群众的生活条件、扩大就业、增加居民收入。由于政府的财政支出的结构、范围和受益对象不同，对社会公平、社会福利状况和收入分配的作用也不同（Ravallion,2009）。于是，认清政府基础设施投资支出与居民收入关系的研究才显得具有重要的现实意义。
目前学术界通过实证比较财政支出和居民收入关系的研究相对较少，而更多关注的是城乡收入差距与财政支出结构的相关研究以及积极的财政政策对社会产生的影响。Aaron 和 McGuire（1970）基于个人效用函数的方法分析了美国20世纪60年代初期财政支出和收入关系的研究。他们得出本时期财政支出的分配是不合理的，因为经过研究，再分配政策把中等收入家庭的收入转移到了富裕家庭和穷人手中。朱柏铭和车琰利用中国1978―的数据研究居民收入对财政支出的影响。实证结果表明：长期内，基础设施需求和国防安全需求随着居民收入增长趋于稳定；短期内，文化教育支出需求随着居民收入的增长而增加。而本文将采用1980―20相关的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系，为政府政策制定者提供合理、有效的建议。
一、变量选取、模型设定和数据来源
本文在变量的数据选取上，用城镇居民人均可支配收入代表城镇居民收入，用变量Y表示；政府基础设施投资支出用每年的支出总额来代表，并用变量X 表示。具体变量的含义范围城镇居民人均可支配收入主要是城镇居民能够自由支配的收入，就是从居民总收入中扣除了缴纳给国家的各项税费和各项社会保险后余下的收入；政府基础设施投资支出主要指用于保障性住房、社会事业建设、灾后恢复重建和铁路、公路、机场和港口等设施方面的投资支出。
为了考察政府城镇居民人均可支配收入与政府基础设施投资支出的关系，我们选取X为解释变量，Y作为被解释变量。同时，为了消除时间序列数据的自相关性和数据的大幅度波动，模型设定过程中我们将采用对数的形式，这样也不影响原数据变量之间的协整关系。另外，在van de Walle（）对越南公共安全网的实证研究所建立的复合函数基础上，我们提取了公共转移和消费两个变量，而收入的多少又决定着消费需求的大小。所以基于上述分析，我们建立的双对数模型如式（1）：
lnY = α+ βlnX + ε（1）
其中，α为常数项，β为lnХ的系数，ε为随机误差项。
本文中用于研究的1980―1989年的数据来自《中国统计年鉴（1990）》，1990―20的数据来自《中国统计年鉴（2009）》，2009年的数据来自203月《政府工作报告》中公布的数据。
二、实证分析
（一）单位根检验
在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，通过Eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。
表1变量数据的平稳性检验
注：（1）D表示一阶差分，（2）** 表示显着水平为10%,* 表示显着水平为5%.
由变量数据的平稳性检验可知，lnY和lnX都是不平稳的，但两个序列的一阶差分数据是平稳的，所以它们是一阶单整序列，可能存在一定的协整关系，可以继续分析。
（二）协整关系检验
通过单位根检验的.分析，两变量之间可能存在长期的协整关系，于是接下来对它们进行协整（Cointegration）检验。对协整关系的检验与估计，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG两步法，即第一步建立变量间长期均衡的回归方程，第二步对方程模型中的残差序列做单位根检验。具体操作步骤
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）：
lnY=0.5118+1.0662lnX （2）
（0.9945）（14.6628）
R2=0.8848 DW=0.7672
括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。
其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。
表2 残差序列的平稳性检验
注：Et表示残差序列，* 表示显着水平为5%.
可以看到，在显着水平为5%时，Et序列是平稳的。这表明方程式（2）不是伪回归，lnY与lnX之间存在协整关系，也就是说政府基础设施投资支出的不断增加和城镇居民人均可支配收入的不断增长，两者具有长期稳定的平衡关系。
（三）Granger因果关系检验
通过协整关系分析，我们知道政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入具有长期的平衡关系，但是这种关系是否具有另外一种关系――因果关系，也就是说是政府基础设施投资支出的增加促进了城镇居民人均可支配收入的增加，还是城镇居民人均可支配收入的增加促进了政府基础设施投资支出的增加，这时候就要通过因果关系检验来证明。本文选用Granger在1969年提出的通过时间序列具有的可观测性来分析的一种方法，即若A变化能引起B变化，则A变化是发生在B变化之前的。所以此检验的关键在于滞后期的选择，因为滞后期不同得出的结论也会有所不同。根据赤池信息准则（AIC）最小化准则，我们选取的滞后期为6、7、8、9阶，结果（见表3）。
从表中分析得出，当我们选择的滞后期为8阶时，拒绝LNX does not Granger Cause LNY 的虚无假设，P值的大小通过了显着性水平为5%时的检验，此时说明政府基础设施投资支出变动是城镇居民人均可支配收入变动的Granger原因，即政府基础设施投资支出的增加会引起城镇居民人均可支配收入的增加。另外，当滞后期为6、7、8、9阶时，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虚无假设，说明城镇居民人均可支配收入不是政府基础设施投资支出的Granger原因。
（四）建立误差修正模型
由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，）。本文将残差序列Et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，可建立的修正模型如式（3）：
△lnYt=0.0656△lnXt + 0.9185△lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）
（0.9800） （11.2459）（-1.4727）
Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670
括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。可见，AIC、SC的值都比较小，变量的整体拟合优度也比较好。从模型中分析得知，△lnXt的系数是0.0656.说明短期内政府基础设施投资支出每变化1%,本期内城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.0656%,也说明在短期内，支出的增加对收入增长的促进作用不是很明显。同理，在本期政府基础设施投资支出不变的情况下，上期城镇居民人均可支配收入变化1%,本期城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.9185%,也说明了收入在一定时期内是具有刚性的。另外，误差修正项系数为负数，符合反向修正机制，说明长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，由于系数是0.0365,也说明修正作用并不是十分显着。
结论分析及政策建议
本文从政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量进行讨论，采用了1980―2009年政府相关时间序列数据，利用协整检验和Granger因果检验以及误差修正模型的方法进行实证研究，得出的结论及建议（1）从协整检验模型结果分析表明，所选时间序列数据的一阶差分是平稳的，且政府基础设施投资支出每增加1%,城镇居民人均可支配收入就会同方向增加1.0662%,说明两者存在长期均衡关系的同时，政府基础设施投资支出的增加会对城镇居民人均可支配收入的增加起到显着的促进作用。从Granger因果关系检验结果中分析，当我们选择滞后期为8阶时，得出政府基础设施投资支出是城镇居民人均可支配收入的Granger原因（反向关系不成立），于是印证了基础设施支出对收入的显着促进作用。所以，政府应连续逐年增加政府基础设施投资支出数额，保证城镇居民人均可支配收入的可持续增长。但并不是说一年内增加的政府基础设施投资支出，城镇居民人均可支配收入就能在一年内立即增长，它是在相当长的时期内实现与政府基础设施投资支出均衡的状态。另外还要求政府优化政府基础设施投资支出结构，使其支出更多的转移到城镇居民生活水平上，变相提高其收入。（2）从误差修正模型的结果来看，短期内，本期的人均收入水平在本期的政府基础设施投资支出和上期的收入水平之间相比，更多的依赖于上期的收入水平（0.9185>0.0656）。因此，短期内政府不可过多的增加政府基础设施投资支出，尽管长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，但作用并不是十分显着，若实际城镇居民人均可支配收入的增长幅度小于通货膨胀的增长幅度，这时候短期政府基础设施投资支出的剧增很可能会引发通货膨胀。
参考文献：
[1]朱玲，金成武。中国居民收入分配格局与金融危机应对[J].管理世界，2009,（3）：63-71.
Ravallion,M. Are There Lessons for Africa from China's Success Against Poverty[J].World Development,2009,（37）：303-313.
Aaron,A.and McGuire,M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica,1970,（6）：919.
朱柏铭，车琰。居民收入增长对公共支出的需求变动分析――基于中国1978―20数据的实证研究[J].技术经济与管理研究，
2010,（4）：28-32.
Vn de Walle.Testing Vietnam's public safety net[J]. Journal of Public Economics,2004,（32）。
Engle,R.F.and Granger,C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation,Estimation and Tesring[J].Econometrica,1987,（55）。
Granger C W J.Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].The Econometric Society,1969,（37）。
李子奈。计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000:7.
篇2：中国城市竞争力与基础设施关系的实证研究
中国城市竞争力与基础设施关系的实证研究
一、城市竞争力与基础设施关系1.城市竞争力概念框架
城市竞争力是一个具有明确直观含义却又不易精确把握的概念，但它主要是指一个城市在竞争和发展过程中与其他城市相比较所具有的吸引、争夺、拥有、控制和转化资源，争夺、占领和控制市场，以创造价值，为其居民提供福利的能力。城市价值是由城市企业或经济人创造的。每一个城市的产业群都由若干产业组成，每个产业又分若干个产业部门和环节，每一部门和环节又有不少企业，城市价值体系是所有企业价值体的集合。所有影响城市价值体系的各种因素或力量的综合即是城市竞争力。城市价值体系的状况及变动表现着城市竞争力的状况及变动。城市竞争力是一个复杂的混沌系统，其众多的要素和环境子系统以不同的方式存在，共同集合构成城市综合竞争力，创造城市价值。概括地表示：
城市竞争力＝F（硬竞争力、软竞争力）＝城市产业竞争力之和
硬分力＝人才竞争力＋资本竞争力＋科技竞争力＋结构竞争力＋基础设施竞争力＋区位竞争力＋环境竞争力＋聚集力
软分力＝秩序竞争力＋文化竞争力＋制度竞争力＋管理竞争力＋开放竞争力
人才竞争力包括城市劳动者队伍的数量、质量和未来潜力。资本力包括资本的存量、可得的便利性和金融控制力。科技力既包括科学技术、知识资源的存量，也包括科技的创新和转化能力。城市结构有广泛的含义，结构力这里主要包括产业结构、企业组织结构、城市产业专业化程度及城市的空间结构等。环境力指城市环境状况，如气候条件、环境质量、风景名胜等。区位力这里是指城市综合区位力，包括自然地理位置、经济区位、科技、政治区位等。聚集力指城市的人口、生产要素的聚集和企业、产业的群集状况和能力。秩序力指城市政治、经济及社会秩序，包括政治稳定性、经济安全性和社会治安状况等。制度力是城市、城市企业以及城市所在的国家在城市层面表现的政治法律制度、经济体制以及社会文化方面的制度等。文化力是城市所特有的市民社会意识、道德观念、城市文化氛围和风俗习惯。管理力包括城市、城市企业发展战略和管理水平及管理效率。开放力包括城市内部各要素、城市与区域内外（包括国内外）联系的程度。
2.基础设施与城市竞争力的关系
城市基础设施是以物质形态为特征的城市基础结构系统，是指城市可利用的各种设施及质量，包括交通系统，通讯系统，能源动力系统，住房储备，文、卫、科教机构和设施等。基础设施是城市经济、社会活动的基本载体，是真正属于城市的不可移动要素。设施力是一定的基础设施所形成影响城市产业价值形成的力量。
城市基础设施的'规模、类型、水平直接影响着城市产业的发展和价值体系的形成。城市基础设施质量（基础设施个体质量、空间匹配）的状况影响城市的产品成本和竞争力。城市基础设施产业的竞争力将成为城市总体产业竞争力的重要组成部分。
在基础设施对提高城市竞争力作用中，技术性基础设施越来越至关重要。技术性基础设施状况决定一个城市产业的水平，拥有发达的高技术的基础设施，可以吸引和培育高技术高附加的产业（包括金融业），创造和持续创造更多的价值，提高城市竞争力。
基础设施通过影响城市产业收益回报率，塑造城市吸引人才、技术、资金、资源等要素的能力，将影响城市的产业规模和产业素质。
二、中国24城市竞争力的计量和分析
检验和分析城市竞争力与城市基础设施之间关系的基本假说，首先要设计表现它们的指标体系，选取样本城市，运用有关方法采集和处理样本指标数据，应用有关分析方法计算出各样本城市的综合竞争力和基础设施竞争力。
1.中国城市综合竞
[1] [2] [3] [4] [5]
篇3：河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文
我国经济在经历多年的高位快速运行之后，发展中的深层次结构性矛盾逐渐凸显，加快转变经济发展方式刻不容缓。我国经济发展要由资本驱动向消费拉动转变，但对河南这样一个经济发展水平较低、开放程度不高、经济增长仍主要靠投资拉动的内陆省份来说，短期内要实现消费拉动经济发展是不现实的。
目前，和东部沿海地区相比，河南经济发展水平较低，三次产业结构不合理，农业尤其是粮食生产对全国有重要的战略意义，作为新兴的工业大省，工业化水平还很低，第三产业尤其是现代服务业发展还很滞后，人均可支配收入不高，消费需求潜力有待进一步挖掘，外贸依存度不高，相对比较封闭。可以说，在今后一个相当长的时期内，河南经济发展的主要动力还是来自投资拉动，尤其是民间投资拉动。因此，研究民间投资与经济增长的关系就显得十分必要[1]。
一、河南民间投资发展现状分析
近年来，在国家一系列鼓励民间投资发展政策的支持下，河南民间投资力度逐步加大，在投资额、投资主体和投资领域等方面表现出了显著特征，对加快河南经济结构调整、缓解就业压力和推动技术进步与创新等方面起到了十分重要的作用。
(一)河南民间投资发展特征
1.投资总量不断上升，和全社会投资基本一致。
2009年，河南全省民间投资总额达8 579.83亿元，是1991年的76.48倍，大大高于全社会投资(53.44倍)和政府投资(35.52倍)。全省民间投资占全社会投资的比重由1991年的44%上升到2009年的63%，与政府投资占比由56%下降到37%形成鲜明对比[2]。
民间投资总量不断上升，说明河南民间投资十分活跃，民营经济发展十分迅速，并且民间投资总体趋势和全社会投资基本保持一致，如下页图1和图2所示。
2.投资主体呈多元化趋势。当前，民间投资主要由个体投资(居民个人的生产性投资和住宅投资、城乡个体工商户经营性投资)、私营企业投资、私有资本控股的股份制企业投资、集体企业投资和其他投资构成。近年来，河南民间投资主体多元化趋势明显，各类投资十分活跃，民间投资由个体和集体为主逐渐向股份制经济投资转变，股份制经济投资成为民间投资最主要的投资主体之一。
3.投资领域和行业不断拓宽。近年来，河南民间投资已涉足工业、房地产业、批发和零售业、水利环境和公共设施管理业、农林牧渔业等国民经济多个领域，既有竞争性项目，也有基础性和公益性项目，在多数行业投资中，民间投资占较大份额且增势强劲。
2010年1～2月，全省工业完成投资278.36亿元，占民间投资的59.0%;房地产业完成投资113.92亿元，占民间投资的24.1%;批发和零售业完成投资17.25亿元，占民间投资的3.7%;水利环境和公共设施管理业完成投资16.11亿元，占民间投资的3.4%;农林牧渔业完成投资11.76亿元，占民间投资的2.5%[3]。
4.投资具有周期性波动的特点。民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，只是波动幅度更大一些。当经济处于扩张期时，民间投资也随之扩张;经济处于收缩期时，民间投资也随之收缩。
这表明民间资本发展还不成熟，短期行为明显，具有内在的脆弱性。从图1和图2可以看出，受国际金融危机的'影响，2008年河南民间投资占全社会投资总额比重明显下降，与国民经济波动趋势是基本一致的[4]。
二、河南民间投资与经济增长关系的实证研究下面选取河南一定时期内样本数据，采用Eviews6.0软件，对民间投资与经济增长关系进行实证研究。
(一)变量选取和数据来源
目前，对民间投资尚无统一的定义，因此只能根据经济学界相对主流的定义来计算民间投资，即按照资金来源来区别政府投资和民间投资。民间投资包括集体经济、私营个体、联营经济和股份制经济及其他经济的总和。根据国家统计局网站各地区统计年鉴和河南省统计网，按全社会固定资产投资额进行计算，选取河南省1991～2009年各年民间投资(CI)数据和GDP数据，来分析二者的关系。
(二)变量处理
GDP和民间投资CI两组时间序列数据存在着很明显的上升趋势，直接对二者进行回归分析可能存在着“伪回归”关系，为避免此类情况发生，首先要对数据进行相关处理，进而采用协整分析方法，来研究民间投资和经济增长之间的关系。
1.对CI和GDP数值取自然对数。为消除时间序列数据中异方差的影响，使得数据更易于建模，对数据取自然对数，得到数据LNGDP和LNCI。
2.序列的平稳性检验。在进行协整分析之前，首先要对上述数据进行平稳性检验，判断各序列的平稳性和单整阶数，结果如表1所示。
可见，在5%和1%的显著性水平下，LNCI和LNGDP的ADF值均小于其临界值，表现出平稳特征，从而不需要对其进行协整分析，可以直接对其进行回归分析。
(三)自相关检验和模型建立
运用最小二乘法OLS对LNCI和LNGDP进行回归，估计结果如表2所示。
在给定5%的显著性水平下，方程通过t检验，拟合优度达到97.87%，拟合程度较高，但DW值仅为0.30。于是，判断可能存在自相关性，进一步做LM检验，得到结果如表3所示。
在给定5%的显著性水平下，方程确实存在自相关。用偏相关系数检验得知，如表4所示，存在一阶自相关。
用广义差分法消除一阶自相关，运用最小二乘法OLS进行回归，估计结果如表5所示。
表5 OLS回归估计
进一步做LM检验，结果如表6所示。
在给定5%的显著性水平下，可知方程消除了一阶自相关。用偏相关系数检验得知，如表7所示，一阶自相关消除。
根据以上相关检验和分析，可以得到估计的模型为:LNGDP=5.34137461438+0.499971306367*LNCI+[AR(1)=0.767919546863](12.48160)(10.11733)(10.26614)R2=0.997639 R2=0.997324 DW=2.029908从模型估计的结果可以看出，在河南民间投资和国民经济增长的长期均衡关系中，CI的乘数为0.49997，即CI每增加1个单位，将促使GDP增加0.49997个单位，说明了民间投资对经济增长的拉动作用，并且二者存在长期稳定的关系。
(四)格兰杰因果关系检验
上面模型估计的结果只说明了民间投资对经济增长的拉动作用，而未体现出经济增长对民间投资的关系。下面通过Granger因果检验，结果如表8所示。
可见，当时滞后期为4时，原假设的概率值为0.6648，表明拒绝的概率小，认为CI促进了GDP增长;原假设的概率值为0.0684，表明拒绝的概率大，认为GDP增长并没有在很大程度上导致CI发展。从Granger检验结果可以判定，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系。
四、结论和建议
(一)河南民间投资与经济增长之间的互动关系由回归分析可知，民间投资是河南经济增长的一个主要推动因素，能达到将近50%的乘数效应，成为近年来河南经济增长的重要动力。由协整关系可知，河南民间投资与经济增长之间存在着长期稳定的关系。由Granger检验可知，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系，即民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。
(二)促进河南民间投资与经济增长相互推动的建议1.更加优化民间投资环境。由于河南民间投资与经济增长之间存在着单向的因果关系，民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。为此，应制定有效的政策措施，鼓励、支持和引导民间投资发展壮大，发挥投资与增长的乘数效应。另外，民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，民间资本有其内在的脆弱性，民营经济的发展需要以政府的政策为导向。为此，河南要综合采取有利于民间投资发展的各项政策措施，切实保护民间投资的合法权益，培育和维护平等竞争的投资环境，更加优化民间投资环境。
2.合理引导民间投资投向。尽管民间投资对经济增长的拉动作用很大，但这种作用不能一味放大，否则可能会导致通货膨胀和产业结构的不合理。研究表明，政府投资在短期内可以扩大总需求，拉动经济增长，但这种作用是暂时的，从长期看，民间投资才是促进经济持续增长的原动力。一般情况下，政府投资主要是投向公共产品和非竞争性领域，相应地，民间投资应该多投向竞争性领域[5]。“十二五”时期，根据国家扩大内需的发展战略，顺应国家产业政策发展倾向，应该鼓励扩大民间投资，放宽市场准入，支持民间资本进入基础产业、基础设施、市政公用事业、社会事业、金融服务等领域。
3.提高民营经济可持续发展能力。经济增长不能完全依赖资本积累，从长期来看，技术进步才是促进经济增长的决定性因素。在激烈的市场竞争环境中，要启动民间投资、发展民营经济，不但要有一个良好的外部环境，企业自身发展能力的提高也是发展的关键。因此，要提高管理层的综合素质，培养一批高素质的现代经理人，提高企业内部经营管理水平，提高企业的经济效益，增强企业自我发展能力;必须高度重视民营企业的技术进步，加快企业的技术改造步伐，提高产品质量，增加适销对路的产品，创名牌产品，增强市场竞争力。只有这样，才能提高民营经济的可持续发展能力。
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