浙江省投資與經濟增長關系研究[畢業(yè)論文+開題報告+文獻綜述]

1、<p>　　本科畢業(yè)論文(設計)</p><p><b>　　（二零 屆）</b></p><p>　　浙江省投資與經濟增長關系研究</p><p>　　所在學院 </p><p>　　專業(yè)班級 統(tǒng)計學 <

2、/p><p>　　學生姓名 學號 </p><p>　　指導教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 </p><p>　　摘要：運用協整關系檢驗和Granger因果檢驗等計量經濟學方法，對浙江省1978

3、年～2009年的固定資產投資與經濟增長之間長短期的相互關系進行了實證研究。實證結果表明：浙江省固定資產投資規(guī)模與GDP之問在短期內存在著明顯的雙向Granger因果關系，但長期內兩者之間的相互關系明顯減弱。說明浙江省經濟的快速發(fā)展導致資本的快速形成，投資的增長在短期內對經濟的拉動作用比較顯著，但在長期內這種作用并不顯著。</p><p>　　關鍵詞：經濟增長；協整檢驗；格蘭杰因果關系；誤差修正模型；浙江省<

4、/p><p>　　Investment and Economic Growth in Zhejiang Province</p><p>　　Abstract: The use of cointegration test and Granger causality test and other econometric methods，Zhejiang Province from 1978 to

5、 2009，fixed asset investment and economic growth in the mutual relationship between the short and long term an empirical study．The empirical results show that：the scale of fixed asset investment in Zhejiang Province and

6、the GDP of the question，in the short term memory in a clear two-way Granger causality，but the long term relationship between the two significantly reduce</p><p>　　Key words: Economic growth；Cointegration tes

7、t；Granger causality；Error correction model；Zhejiang Province</p><p><b>　　目錄</b></p><p><b>　　1 引言1</b></p><p><b>　　2 數據處理2</b></p><

8、p>　　2.1 數據來源2</p><p>　　2.2 浙江省經濟發(fā)展和固定資產投資現狀2</p><p>　　3 投資與經濟增長關系的研究方法及原理5</p><p>　　3.1 時間序列平穩(wěn)性檢驗5</p><p>　　3.2 協整檢驗7</p><p>　　3.3 格蘭杰因果檢驗8</p

9、><p>　　3.3.1 格蘭杰因果檢驗的思想8</p><p>　　3.3.2 格蘭杰因果檢驗的數學模型8</p><p>　　3.3.3 格蘭杰因果關系檢驗的具體步驟9</p><p>　　3.3.4 利用Eviews對數據進行分析10</p><p>　　3.4 誤差修正模型10</p>&

10、lt;p>　　3.4.1 誤差修正模型的思想10</p><p>　　3.4.2 誤差修正模型10</p><p><b>　　4 總結13</b></p><p>　　致謝錯誤!未定義書簽。</p><p><b>　　參考文獻17</b></p><p>

11、;<b>　　1 引言</b></p><p>　　在國民經濟統(tǒng)計中按支出法統(tǒng)計，國內生產總值（GDP）由最終消費（含居民消費和政府消費）、投資（含固定資本形成和存貨增加）及凈出口（貨物和服務凈出口）三大需求組成，GDP的增長也是由三大需求的增長組合決定的。在一定時期內固定資產是社會經濟發(fā)展的一個重要推動力。進入21世紀以來，浙江省投資率一直保持較高水平，投資作為拉動經濟增長的三駕馬車之一

12、，其貢獻要大于其他方面。投資和消費具有蹺蹺板效應，投資率的升高勢必會導致消費率的降低，因此過分依靠投資拉動經濟增長是不能持續(xù)的。為使浙江省經濟又好又快地持續(xù)發(fā)展，尋求可以使有限的社會資源得到高效配置的固定資產投資規(guī)模和結構，一直是經濟學者和宏觀經濟管理部門共同關心的問題。</p><p>　　協整分析是研究宏觀經濟變量之間長期均衡關系的常用方法，在此基礎上建立的誤差修正模型可以解釋經濟變量之間的短期波動是如何被決

13、定的，比普通的單變量方程更能反映變量的長期和短期的關系。</p><p>　　在時間序列情形下，兩個經濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。 </p><p>　　進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必

14、須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現虛假回歸問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗(unit root test)。常用增廣的迪基—富勒檢驗(ADF檢驗)來分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。</p><p>　　綜述范圍：本文通過Eviews軟件對浙江省的固定資產投資和經濟增長關系進行綜合評述與研究，并選取多項指標構建指標體系，利用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和誤差修正模型等

15、多種分析方法來得出相關結論，為決策者提供有用建議。</p><p><b>　　2 數據處理</b></p><p><b>　　2.1 數據來源</b></p><p>　　運用浙江省地區(qū)生產總值(GDP)作為衡量經濟總量的指標，利用全社會固定資產投資總額作為衡量投資的指標。所用數據為1978年～2009年的年度數據，

16、均為從歷年《浙江統(tǒng)計年鑒》整理出來的名義值。為了消除物價因素的影響，對地區(qū)生產總值采用按1978年對比價計算的值，對固定資產投資總額按浙江省投資價格指數(以1978年為基期)進行調整，為了消除序列異方差問題，對調整后的數據進行對數化處理，并分別用Lg(GDP)和Lg(I)。原數據見表2-1:</p><p>　　表2-1 1978-2009年浙江省固定資產投資與經濟發(fā)展指標數據</p>

17、;<p>　　注：以上數據均來自：《浙江省統(tǒng)計年鑒：2010》</p><p>　　2.2 浙江省經濟發(fā)展和固定資產投資現狀</p><p>　　2010年，浙江深入貫徹落實科學發(fā)展觀，認真執(zhí)行中央宏觀調控政策，全面實施“八八戰(zhàn)略”和“創(chuàng)業(yè)富民、創(chuàng)新強省”總戰(zhàn)略，扎實推進“全面小康六大行動計劃”，全省經濟社會協調發(fā)展，人民生活不斷改善，各項事業(yè)加快推進，科學發(fā)展水平明顯提高，

18、全面小康社會建設取得豐碩成果。</p><p>　　初步核算2010年全省生產總值為27227億元，比上年增長11.8%（見圖1）。其中第一產業(yè)增加值1361億元，第二產業(yè)增加值14121億元，第三產業(yè)增加值11745億元，分別增長3.2%、12.3%和12.1%。三次產業(yè)增加值結構由2005年的6.7∶53.4∶39.9調整為2010年的5.0∶51.9∶43.1（見圖2-1）。</p><

19、p>　　圖2-1 2006-2010年全省生產總值及其增長速度</p><p>　　2010年，全社會固定資產投資12488億元，比上年增長16.3%（見圖2-2），其中限額以上投資11564億元，增長16.7%；限額以上非國有控股投資7615億元，增長21.6%，占全部限額以上投資的65.9%。</p><p>　　圖2-2 2006-2010年固定資產投資及其增長速度</

20、p><p>　　注：以上數據均來自：《浙江省統(tǒng)計信息網》</p><p>　　圖2-3 1978-2009年GDP與全社會固定資產投資折線圖</p><p>　　表2-2 GDP與全社會固定資產投資相關系數</p><p>　　從圖2-3的1978-2009年GDP跟全社會固定資產投資的折線圖可以看出1

21、978年到1990年兩者都是緩慢的增長，而從1991年到2009年的GDP的增長速度明顯大于1978年到1990年的</p><p>　　這段時間，同時，隨著GDP的顯著增長全社會固定資產投資的增長速度也明顯提高，出現以上現象以及根據表2-2我們可以得出GDP與全社會固定資產投資呈現高度正相關。本文目的就是想通過對數據的分析弄清楚是投資是經濟增長的原因還是經濟增長是投資的原因。</p><p&

22、gt;　　3 投資與經濟增長關系的研究方法及原理</p><p>　　3.1 時間序列平穩(wěn)性檢驗</p><p>　　如果一個隨機過程的均值和方差在時間過程上都是常數，并且在任何兩時期的協方差值僅依賴于該兩個時期間的間隔，而不依賴于計算這個協方差的實際時間，就稱它是平穩(wěn)的。</p><p>　　平穩(wěn)性檢驗的方法有單位根（DF）檢驗和ADF檢驗。</p>

23、<p>　　DF檢驗是在對數據進行平穩(wěn)性檢驗中比較經常用到的一種方法。它的模型是：，根據值來判斷序列的穩(wěn)定性。DF檢驗相當于對其系數的顯著性檢驗，所建立的零假設是：H0：如果拒絕零假設，則稱沒有單位根，此時是平穩(wěn)的；如果不能拒絕零假設，我們就說具有單位根，此時被稱為隨機游走序列是不穩(wěn)定的。</p><p>　　ADF檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法，在對時間序列的平穩(wěn)性檢驗時，運用ADF檢驗更

24、為準確和重要。ADF檢驗是通過下面三個模型完成的：</p><p><b>　　模型1： </b></p><p><b>　　模型2：</b></p><p><b>　　模型3：</b></p><p>　　其中t為時間變量，為趨勢項，為常數項，為殘差項。原假設都是：。檢驗

25、時從模型3 開始，然后模型2，模型1。若檢驗拒絕：，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，即可停止檢驗。否則就要繼續(xù)檢驗，直到檢驗完模型1 為止。通過ADF 檢驗中的模型3 還可以判斷非平穩(wěn)序列的趨勢是隨機性趨勢還是確定性趨勢。這樣，就可以對原序列進行相對應的處理方式，使原序列平穩(wěn)化。 </p><p>　　ADF檢驗結果如表3—1、3—2：</p><p>　　表3-1

26、 全社會固定資產投資一階差分的ADF檢驗</p><p>　　通過表3-1可以看出全社會固定資產投資一階差分的ADF檢驗值均大于在1% 、5%、10% 的顯著性水平的值，所以在1%、5%、10%水平下全社會固定資產投資一階差分不平穩(wěn)。</p><p>　　表3-2 GDP一階差分的ADF檢驗</p><p>　　通過

27、表3-2可以看出GDP的ADF檢驗值均大于在1% 、5% 、10%的顯著性水平的值。由此可知在1% 、5% 、10%的顯著性水平下GDP一階差分不平穩(wěn)。</p><p>　　表3-3 取對數后全社會固定資產投資（Lg(I)）一階差分的ADF檢驗</p><p>　　表3-3中可以看出取對數后的全社會固定資產投資一階差分的ADF檢驗值均比1%、5%、10%顯著性水平下的檢驗值

28、小，由此可知在1%、 5%、10%的顯著性水平下全社會固定資產投資一階差分是平穩(wěn)。</p><p>　　表3-4 取對數后GDP（Lg(GDP)）一階差分的ADF檢驗</p><p>　　由表3-4可知取對數后GDP的一階差分檢驗值均小于在1%、5% 、10%的顯著性水平下的檢驗值，所以在1%、5% 、10%的顯著性水平下序列是穩(wěn)定。</p>&

29、lt;p>　　由表3-3、表3-4可以得出在1%、5%、10%顯著性水平下取對數后全社會固定資產投資一階差分和取對數后GDP的一階差分均達到平穩(wěn)。</p><p><b>　　3.2 協整檢驗</b></p><p>　　協整即假定自變量序列相應變量序列為，構造回歸模型假定回歸殘差序列平穩(wěn)，我們稱響應序列與自變量序列之間具有協整關系。</p>&l

30、t;p>　　協整檢驗常用的方法是EG檢驗。首先用OLS對協整回歸方程進行估計。然后，檢驗殘差是否是平穩(wěn)的。因為如果和沒有協整關系，那么它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的，殘差也將是非平穩(wěn)的。</p><p>　　表3-5 OLS回歸</p><p>　　現應用Engle-Granger（恩格爾格蘭杰）兩步法來檢查I跟GDP之間是否存在

31、協整關系。構建等式：</p><p>　　利用OLS方法對上式進行估計，由軟件Eviews得到計算結果如下：</p><p>　　是對的近似估計值，則：</p><p>　　再對進行ADF單位根檢驗，根據其數據性質，的檢驗方程用下列形式：</p><p>　　的ADF檢驗結果如表3—6：</p><p>　　表3-6

32、 一階差分的ADF檢驗</p><p>　　從上表可以看出在1%、5% 、10%顯著性水平是平穩(wěn)的。因此固定資產投資與GDP之間存在協整關系。</p><p>　　3.3 格蘭杰因果檢驗</p><p>　　3.3.1 格蘭杰因果檢驗的思想</p><p>　　在時間序列情形下，兩個經濟變量X、

33、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。</p><p>　　3.3.2 格蘭杰因果檢驗的數學模型</p><p>　　格蘭杰因果關系檢驗對兩變量Y和X，格蘭杰因果關系檢驗要求估計以下回歸：</p><p

34、><b>　?。?）</b></p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　可能存在有四種檢驗結果：</p><p>　　（1）X與Y有單向影響，表現為（1）式X各滯后項前的參數整體不為零，而（2）式Y各滯后項前的參數整體為零；</p><p>　?。?）Y與X有單向影響，表

35、現為（2）式Y各滯后項前的參數整體不為零，而（1）式X各滯后項前的參數整體為零；</p><p>　?。?）Y與X間存在雙向影響，表現為Y與X各滯后項前的參數整體不為零；</p><p>　?。?）Y與X間不存在影響，表現為Y與X各滯后項前的參數整體為零。</p><p>　　格蘭杰檢驗室通過受約束的F檢驗完成的。既</p><p>　　RS

36、S為殘差平方和，m為X的滯后項的個數，n為樣本容量，k為包含可能存在的常數項及其他變量在內的無約束回歸模型的待估參數的個數。</p><p>　　3.3.3 格蘭杰因果關系檢驗的具體步驟</p><p>　?。?）將當前的y對所有的滯后項y以及別的什么變量（如果有的話）做回歸，即y對y的滯后項及其他變量的回歸，但在這一回歸中沒有把滯后項x包括進來，這是一個受約束的回歸。然后從此回歸得到受約

37、束的殘差平方和。</p><p>　　（2）做一個含有滯后項x的回歸，即在前面的回歸式中加進滯后項x，這是一個無約束的回歸，由此回歸得到無約束的殘差平方和。</p><p>　?。?）零假設是：，即滯后項x不屬于此回歸。</p><p>　?。?）為了檢驗此假設，用F檢驗，即：</p><p>　　它遵循自由度為q和(n-k)的F分布。在這里

38、，n是樣本容量，q等于滯后項x的個數，即有約束回歸方程中待估參數的個數，k是無約束回歸中待估參數的個數。</p><p>　?。?）如果在選定的顯著性水平上計算的F值超過臨界值，則拒絕零假設，這樣滯后x項就屬于此回歸，表明x是y的原因。</p><p>　　（6）同樣，為了檢驗y是否是x的原因，可將變量y與x相互替換，重復步驟（1）～（5）。</p><p>　　格

39、蘭杰因果關系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感。其原因可能是被檢驗變量的平穩(wěn)性的影響，或是樣本容量的長度的影響。不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結果。因此，一般而言，常進行不同滯后期長度的檢驗，以檢驗模型中隨機干擾項不存在序列相關的滯后期長度來選取滯后期。</p><p>　　3.3.4 利用Eviews對數據進行分析 </p><p>　　表3-7

40、 格蘭杰因果檢驗</p><p>　　從表3-7中我們可以看到原假設“固定資產投資不是省內生產總值的格蘭杰原因”和“省內生產總值不是固定資產投資的格蘭杰原因”的概率均小于10%，所以在10%的顯著性水平下我們可以拒絕原假設，可以認為浙江省固定資產投資是經濟發(fā)展的直接原因，浙江省經濟發(fā)展可以直接促進固定資產的投資。</p><p>　　3.4 誤差修正模型</p><

41、p>　　3.4.1 誤差修正模型的思想</p><p>　　首先對變量進行協整分析，以發(fā)現變量之間的協整關系，即長期均衡關系，并以這種關系構成誤差修正項。</p><p>　　協整分析反映了兩變最之間的一種長期均衡，但不能反映出兩者的短期波動情況。根據著名的Granger表述定理，如果變量X與y是協整的，則它們問的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。因此，本文建立了誤差修正模型

42、，其中誤差修正項ECM的系數反映了對偏離長期均衡的調整力度。</p><p>　　然后建立短期模型，將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其它反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。</p><p>　　3.4.2 誤差修正模型</p><p>　　假設和之間的長期關系式為： （3.1），式中，k和為估計常量。對式（3.1）兩邊取對數可得： 或（3.2

43、）我們用小寫字母表示對數，其中。所以當y不處在均衡值的時候，等式兩邊就會有一個差額存在，即 （3.3） 來衡量兩個變量之間的偏離程度。當X、Y處于均衡的時候，這時誤差值為零。</p><p>　　由于X和Y通常處于非均衡狀態(tài)，可以建立一個包含X和Y滯后項的短期或非均衡關系，假設采取如下形式： ，（3.4）</p><p>　　對式（3.4）重新進行轉化。兩邊分別減去 ，并進一步進行變化，

44、得</p><p>　?。?.5）在這里，我們對上式進行重新整理，得到：（3.5）其中定義新變量 ，并進一步進行變換得到：（3.6）其中定義第二個新變量。</p><p>　　根據式（3.6），Y的當前變化決定于X的變換以及前期的非均衡程度，也就是說前期的誤差項對當期的Y值進行調整。所以（3.6）就是一階誤差修正模型，也是最簡單的形式。</p><p>　　在模型（

45、3.6）中， 描述了對均衡關系偏離的一種長期調解。這樣在誤差修正模型中，長期調節(jié)和短期調節(jié)的過程同樣被考慮進去。因而，誤差修正模型的優(yōu)點在于它提供了解釋長期關系和短期調節(jié)的途徑。</p><p>　　當且的時候，后者意味著比均衡值高出太多。由于，那么，因此。換句話說，如果 高于均衡值水平，那么在下一個時間段。會開始下降，誤差值就會被慢慢修正，這就是所說的誤差修正模型。當 ，則是完全相反的情況，整個機制是相同的。

46、</p><p>　　誤差修正模型包含了長期和短期的信息。長期的信息包含在項里，因為仍然是長期乘數，且誤差項來自x和y的回歸方程。短期信息一部分顯示在均衡誤差項中，即當y處于非均衡狀態(tài)時，在下一期里會由于誤差項的調整慢慢向均衡值靠攏；另一部分信息來自，解釋變量的概括。這一項表明，當x發(fā)生變化，y也會相應的發(fā)生變化。</p><p>　　表3-8

47、 誤差修正模型的檢驗</p><p>　　由表3-8可得出，誤差修正模型估計出的固定資產投資需求方程為：</p><p>　　DW=1.436470</p><p>　　誤差修正模型描述了各個變量之間短期波動的相互影響。固定資產投資短期波動是根據GDP的長期均衡關系的失衡程度來調整。差分項反映了短期波動的影響。固定資產投資的短期波動可以分為兩個部分：一部分是短期解釋

48、變量波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正系數為-0.0486701，誤差修正項的系數為正，符合反向修正機制。前面系數大小反映了偏離長期均衡的調整力度，系數的絕對值0.0486701，反映了當短期波動偏離長期均衡時，將以4.86701%的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，也就是說，固定資產投資的實際值與均衡值的差距約有4.86701%得到修正或清除。這一調整的力度是比較大的。在短期內，浙江省生產總值每增加一個百分點將使固定資產

49、投資增加1.840429個百分點，這一數值相對長期均衡方程中的數值大，說明了短期內省內國民經濟的波動對固定資產的影響暫時很大。由上述結論可知：誤差修正模型ECM可以用于短期的固定資產預測。</p><p><b>　　4 總結</b></p><p>　　從以上分析可以得出固定資產投資是經濟發(fā)展的直接原因，浙江省經濟發(fā)展可以直接促進固定資產的投資。所以需要加大固定資

50、產投資，要合理安排投資形式，投資資金以更好的促進經濟長期健康穩(wěn)定的發(fā)展。以下是本人對浙江省經濟發(fā)展提出的幾點建議和意見：</p><p>　?。ㄒ唬﹥?yōu)化區(qū)域投資結構，推動產業(yè)優(yōu)化升級和城市功能完善</p><p>　　加強投資規(guī)劃引導，推進固定資產投資統(tǒng)籌協調發(fā)展。堅持規(guī)劃先行，結合浙江省目前產業(yè)發(fā)展特點，在總結“十一五”規(guī)劃經驗的基礎上，以提升項目檔次、技術水平和產業(yè)發(fā)展能級，全面優(yōu)化投

51、資結構為主要目標，超前謀劃“十二五”重大項目建設規(guī)劃。在該規(guī)劃中，統(tǒng)籌考慮投資空間布局的同時更要統(tǒng)籌考慮投資的產業(yè)布局。在產業(yè)布局方面，要優(yōu)先發(fā)展金融、現代物流、會展、商務等現代服務業(yè)，尤其是要優(yōu)先發(fā)展企業(yè)總部等高端形式。在空間布局上，要強化基礎設施及相應配套設施與功能區(qū)塊建設的協調推進。</p><p>　　加快功能載體建設，全面優(yōu)化投資空間布局。進一步優(yōu)化產業(yè)布局和空間布局，加快載體建設，堅持大項目帶動戰(zhàn)略，

52、全面加快江東區(qū)重大功能區(qū)塊建設。緊緊圍繞“三率”，加強對項目進展進行跟蹤和督促，重點征破拆遷掃尾等難題，全力排除各類阻礙因素，確保新開工項目按計劃順利開工建設，盡快形成實際投資量。強化項目前期工作，充分利用國家促進投資政策的導向，做實項目的規(guī)劃、土地、環(huán)保等方面準備工作，不斷加大項目儲備力度，切實形成“開工一批、建設一批、儲備一批”的良好局面。</p><p>　　加大招商引資力度，全面優(yōu)化產業(yè)投資結構。隨著浙江

53、省重大項目建設的加快推進，樓宇資源日益豐富，成為經濟實現可持續(xù)發(fā)展的載體基礎。為此加強對重大項目招商工作的引導和管理，不但要加大對已經建成項目的招商力度，更要超前謀劃在建類、前期類項目的招商管理工作。要完善樓宇政策，在稅收、財政、政策等方面加大對樓宇企業(yè)的支持力度，通過完善城市基礎配套，培育城市綜合服務功能、構建高效務實的政務環(huán)境等，不斷優(yōu)化投資環(huán)境，突出源頭產業(yè)招商，優(yōu)先引進關聯度高、帶動作用強、示范效應好的企業(yè)和項目。并根據產業(yè)發(fā)展

54、規(guī)劃，善于通過提供特色服務，打造特色樓宇，聚集特色行業(yè)，為優(yōu)化產業(yè)投資結構打下良好基礎。</p><p>　?。ǘ┨岣邊^(qū)域投資效益，推動經濟發(fā)展方式實現根本轉變</p><p>　　提高產業(yè)化投資比例，進一步優(yōu)化投資效益結構。在保持合理的基礎設施投入比例，保證城市化建設必需的配套投入的基礎上，進一步提高產業(yè)化投資的比例，逐步減少住宅類房地產等難以帶來可持續(xù)效益的項目投資。同時要進一步優(yōu)化

55、產業(yè)化項目內部投資比例，在繼續(xù)加大服務業(yè)投資力度的同時，適當提升工業(yè)投資比例，引導工業(yè)企業(yè)加大技術改造投入，鼓勵企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力。</p><p>　　鼓勵改建擴建項目，加大存量調整力度。大力推行土地節(jié)約和集約利用，努力盤活土地存量，鼓勵土地優(yōu)用，積極推動城市工業(yè)用地騰退改造，加快東力研發(fā)項目、老廠房等的改造提升。在符合城市規(guī)劃前提下，積極推動不征地或少征地的改擴建項目，鼓勵企業(yè)通過提高容積率、建筑高度，合理

56、開發(fā)利用地下空間，提高土地集約利用水平。研究制定企業(yè)分離發(fā)展服務業(yè)政策，吸引省外工業(yè)企業(yè)在省內建立各類生產性服務機構，對于符合產業(yè)發(fā)展方向的改擴建項目要給予優(yōu)惠政策扶持。</p><p>　　完善項目投資管理體系，提高項目投資效益。對項目投資的控制應從以往概、估、決算管理和靜態(tài)管理轉向全過程動態(tài)跟蹤控制管理，制定相應的辦法措施，減少并杜絕項目建設中資金浪費和流失現象。同時制定相應監(jiān)督措施，督促投資者在規(guī)劃和設計項

57、目時提高工藝和技術水平，在項目投入運行后提高管理人員的素質，努力做到每個項目的投資效益最大化。</p><p>　?。ㄈ﹦?chuàng)新投資體制機制，推動投資環(huán)境全面升級</p><p>　　強化投資服務理念，完善投資管理工作體制。進一步優(yōu)化辦事流程，提高行政效率，減少企業(yè)項目在行政環(huán)節(jié)的時間成本和經濟成本。增強“抓投資環(huán)境就是抓機遇”的意識，以深化“三服務”活動為契機，優(yōu)化投資發(fā)展環(huán)境。繼續(xù)加大對

58、重大項目、重點企業(yè)的跟蹤服務力度，全面及時掌握項目進展、企業(yè)發(fā)展情況，針對了解的新情況新問題，要優(yōu)化服務手段，創(chuàng)新服務舉措，切實有效幫助項目單位、企業(yè)解決遇到的各類實際問題。</p><p>　　創(chuàng)新投資融資體制，努力拓展資金渠道。建立健全政府投資機制，進一步拓展政府投資的融資渠道，打破壟斷，全面放開城市基礎設施建設和經營市場，采取經營權轉讓等多種方式面向社會投資者招標，引導外資和民間資金的進入，確保建設項目的資

59、金供應。進一步搭建銀企合作平臺，著力破解項目融資難題。引導優(yōu)質企業(yè)轉變經營理念，加快推進企業(yè)上市步伐，加大證券市場融資力度。鼓勵轄區(qū)企業(yè)加強與各類投資基金的接觸，不斷拓寬融資渠道。充分發(fā)揮科技型中小企業(yè)融資擔保風險專項資金和小額貸款公司作用，籌備組建江東區(qū)金融企業(yè)協會，努力緩解中小企業(yè)融資難問題。</p><p>　?。ㄋ模┍３滞顿Y長期穩(wěn)定增長</p><p>　　充分調動民間投資和外商投

60、資的積極性，積極培育多元投資主體。進一步改善投資環(huán)境，加大招商引資力度，擴大利用外資的規(guī)模。引入競爭機制，在政策環(huán)境、市場環(huán)境、信息咨詢和服務環(huán)境等方面全面啟動民間投資。培育和發(fā)展資本市場，引進市場化機制募集資本和吸納社會資金，開辟多元化投融資渠道。運用市場手段推動國有資產流動重組，促進資源向優(yōu)勢企業(yè)和優(yōu)勢產品聚集，同時著力幫助解決民營經濟和中小企業(yè)融資難問題。</p><p>　?。ㄎ澹┘涌旖洕鲩L方式轉變&l

61、t;/p><p>　　從根本上防止投資過熱，就是要切實落實科學發(fā)展觀，加快粗放式經濟增長方式向集約式經濟增長方式的轉變。擴大消費需求，以消費需求的增長帶動投資增長，進而促進經濟增長，實現投資和消費雙輪驅動。切實轉變政府職能，下力氣降低政府直接投資一般性生產項目的比重，尤其是要限制地方政府的投資行為。打破地方保護主義，減少低水平重復建設和盲目建設。進一步加大對資源和環(huán)境的保護，避免粗放經營帶來的資源破壞和環(huán)境污染。&l

62、t;/p><p>　?。┳⒅靥岣咄顿Y的有效性</p><p>　　堅持正確的投資方向，針對浙江投資產業(yè)結構存在的偏差，以增量投資擴大和存量投資調整為手段進一步調整三次產業(yè)的投資產業(yè)結構，提高資本使用效率。加強第一產業(yè)，確保農業(yè)的基礎地位。逐步降低第二產業(yè)的投資比重，調整第二產業(yè)內部的投資結構，促進工業(yè)結構的高度化。限制低水平加工工業(yè)的投資增長，加大基礎設施、基礎產業(yè)和支柱產業(yè)投資，加大對傳

63、統(tǒng)產業(yè)的改造力度，加大對高新技術產業(yè)投資的規(guī)劃、引導和支持力度。有效增加第三產業(yè)的投資，以市場化、產業(yè)化、社會化為方向，提高餐飲、批零貿易等傳統(tǒng)服務業(yè)水平，力促電訊、物流、信息等現代服務業(yè)加快發(fā)展，引導房地產業(yè)健康發(fā)展，加強和改善房地產中介服務，規(guī)范發(fā)展物業(yè)管理。充分利用省內的旅游資源優(yōu)勢，加大對旅游產業(yè)的扶持力度，重點支持旅游資源的開發(fā)建設，發(fā)展旅游、美食、購物、休閑多樣化的旅游經濟，使南通的旅游資源向產業(yè)優(yōu)勢和經濟優(yōu)勢轉化。<

64、/p><p>　　（七）繼續(xù)深化投資體制改革</p><p>　　要認真貫徹落實國務院《關于投資體制改革的決定》，進一步完善市場準入標準，強化技術標準，淡化金額標準。建立健全適應市場競爭的產業(yè)分類、綜合監(jiān)管體制。進一步開放投資領域，競爭性領域的投資由企業(yè)承擔，充分發(fā)揮企業(yè)的投資主體作用。那些過去民營經濟進入較少，國有壟斷程度較高的行業(yè)，通過對民間資本開放，提高行業(yè)競爭水平，減少由行政壟斷導致的

65、重復建設和資源的低效配置，充分發(fā)揮市場機制在資源配置中的基礎性作用。政府利用特許經營、投資補助等多種形式，吸引社會資本參與有合理回報的基礎設施和公益性項目建設。對效益高低不同的項目組合搭配，整體推出。對自然壟斷性項目，在形成約束機制的基礎上試行業(yè)主招標制，實行市場化運作。合理界定政府投資范圍，劃分各級政府的投資事權，針對不同的資金類型和資金運用方式，確定相應的管理辦法，使政府投資的建設程序和資金管理規(guī)范化、制度化。浙江要貫徹落實好投資體

66、制改革的各項要求，利用好改革帶來的有利因素，把握好宏觀調控中的機遇，更好地發(fā)揮投資對經濟發(fā)展的有效作用，推動浙江經濟既快又好地發(fā)展。</p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1] 何濤舟，施丹鋒，鄧羅飛．FDI與浙江省經濟增長關系的實證研究[J]．市場論壇，2010，（01）：19-20．</p><p>　　[2]

67、 邱瑾．投資波動與經濟增長的協整分析——對浙江省經濟增長的研究[J]．商業(yè)研究，2004，（17）：22-25．</p><p>　　[3] 張海星．公共投資與經濟增長的相關分析——中國數據的計量檢驗[J]．財貿經濟，2004，（11）：10-13．</p><p>　　[4] 劉倫武．基礎設施投資對經濟增長推動作用的動態(tài)計量模型與分析[J]．數理統(tǒng)計與管理，2005，（02）：60-65

68、．</p><p>　　[5] 胡永平，祝接金． 經濟增長與投資關系的實證研究[J]．商業(yè)研究，2004，（13）：5-9．</p><p>　　[6] 王建明．農業(yè)財政投資對經濟增長作用的研究——兼論農業(yè)科研投資的作用與效果[J]．農業(yè)技術經濟，2010，（02）：41-49．</p><p>　　[7] 蔣志強．基于VAR模型的我國對外直接投資與經濟增長關系經驗

69、研究[J]．現代物業(yè)(中旬刊)，2009，（11）：49-50．</p><p>　　[8] 朱維平，黃舸．海南省固定資產投資與經濟增長關系的實證研究[J]．時代金融，2009，（12）：64-65．</p><p>　　[9] 李梅．我國基礎設施投資與經濟增長的關系研究[J]．特區(qū)經濟，2009，（12）：294-295．</p><p>　　[10] 王海軍．F

70、DI與國內投資：協整分析與檢驗——以1982-2008數據為例[J]．金融與投資，2009，（9）：80-82．</p><p>　　[11] 張日桃，劉志民．我國政府人力資本投資與經濟增長關系的實證分析[J]．現代教育管理，2009，（11）：56-58．</p><p>　　[12] 盧素魁， 薛永鵬．中國房地產投資和經濟增長關系的動態(tài)研究——基于變參數模型的實證分析[J]．中國物價，

71、2009，（09）：6-8．</p><p>　　[13] 王瑞芬，白建剛．內蒙古固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[J]．內蒙古財經學院報，2006，（03）：105-108． </p><p>　　[14] Athanasios Vamvakidis．The relationship between foreign direct investment and economic gr

72、owth:evidence from transition countries[J]．《Transition studies review》2008，（01）：37-51．</p><p>　　[15] Seung-Hoon Yoo．Seaport infrastructure investment and economic growth in Korea[J]．《International Journal of

73、 Critical Infrastructures》，2006，（01）：1-9．</p><p><b>　　文獻綜述</b></p><p>　　浙江省投資與經濟增長關系研究 </p><p><b>　　一、前言部分</b></p><p>　　浙江作為我國最富饒的省份之一，獨特的地理位置使得

74、浙江經濟的外向度較高，開放性經濟發(fā)展較快，尤其是外商直接投資不但對浙江經濟增長做出了積極的貢獻，而且在資本形成上與國內投資相互補充，加速了浙江的資本形成，提高了資本形成的效率和國內投資對經濟增長的貢獻率。本文寫作的目的是通過采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗分析浙江省經濟的投資與經濟增長關系的研究，是否存在長期的平穩(wěn)關系，如果有平穩(wěn)關系那么投資與經濟增長誰是原因誰又是結果的關系呢。</p><p>　　協整既假定自變量

75、序列為{x}，，{x}，相應變量序列為{y}，構造回歸模</p><p>　　y=++假定回歸殘差序列{}平穩(wěn)，我們稱響應序列{y}與自變量序列{x}，，{x}之間具有協整關系。之間量序列型_________________________________________________________________________________________________________________

76、_________</p><p>　　格蘭杰因果關系檢驗對兩變量Y和X，格蘭杰因果關系檢驗要求估計以下回歸：</p><p>　　Y=++ （1） X=++ （2）</p><p>　　可能存在有四種檢驗結果：</p><p>　　（1）X與Y有單向影響，表現為（1）式X各滯后項前的參數整體不為零，而（2）式Y各滯后項前的參數

77、整體為零；</p><p>　?。?）Y與X有單向影響，表現為（2）式Y各滯后項前的參數整體不為零，而（1）式X各滯后項前的參數整體為零；</p><p>　?。?）Y與X間存在雙向影響，表現為Y與X各滯后項前的參數整體不為零；</p><p>　?。?）Y與X間不存在影響，表現為Y與X各滯后項前的參數整體為零。</p><p>　　格蘭杰

78、檢驗室通過受約束的F檢驗完成的。既F=</p><p>　　RSS為殘差平方和，m為X的滯后項的個數，n為樣本容量，k為包含可能存在的常數項及其他變量在內的無約束回歸模型的待估參數的個數。</p><p>　　綜述范圍：本文通過運用SPSS和EViews等統(tǒng)計軟件對各個省市或區(qū)域的投資和經濟增長關系進行綜合評述與研究，并選取多項指標構建指標體系，利用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和誤差修正模型等

79、多種分析方法來得出相關結論，為決策者提供有用建議。</p><p><b>　　二、主題部分</b></p><p>　　歷史背景：從統(tǒng)計的角度，因果關系是通過概率或者分布函數的角度體現出來的：在宇宙中所有其它事件的發(fā)生情況固定不變的條件下，如果一個事件A的發(fā)生與不發(fā)生對于另一個事件B的發(fā)生的概率（如果通過事件定義了隨機變量那么也可以說分布函數）有影響，并且這兩個事件

80、在時間上又先后順序（A前B后），那么我們便可以說A是B的原因。</p><p>　　嚴格講來，要真正確定因果關系，必須考慮到完整的信息集，也就是說，要得出“A是B的原因”這樣的結論，必須全面考慮宇宙中所有的事件，否則往往就會發(fā)生誤解。最明顯的例子就是若另有一個事件C，它是A和B的共同原因，考慮一個極端情況：若P(A|C)=1，P(B|C)=1，那么顯然有P(B|AC)=P(B|C)，此時可以看出A事件是否發(fā)生與B

81、事件已經沒有關系了。</p><p>　　統(tǒng)計上通常用殘差平方和來表示預測誤差，于是常常用X和Y建立回歸方程，通過假設檢驗的方法（F檢驗）檢驗Y的系數是否為零。</p><p>　　可以看出，我們所使用的Granger因果檢驗與其最初的定義已經偏離甚遠，削減了很多條件（并且由回歸分析方法和F檢驗的使用我們可以知道還增強了若干條件），這很可能會導致虛假的因果關系。因此，在使用這種方法時，務必

82、檢查前提條件，使其盡量能夠滿足。此外，統(tǒng)計方法并非萬能的，評判一個對象，往往需要多種角度的觀察。</p><p>　　何濤舟等人[1]為更好對FDI與浙江省經濟增長關系的實證研究，文章以FDI和GDP作為研究變量，使用1986-2008年的時間序列數據，采用單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法對模型進行研究。結果顯示，GDP與FDI存在長期均衡的協整關系，并且在短期FDI是GDP的格蘭杰原因，在長期，兩

83、者則互為格蘭杰原因?；谟嬃拷Y果，文章提出，浙江引進外資工作的重點要從過去單純追求量的增長，轉變到注重外資的水平和質量上，從“招商引資”轉變到“選商引資”上。</p><p>　　邱瑾[2]經濟發(fā)展的實踐表明 ，投資的周期性波動是造成經濟波動的重要原因之一。利用協整理論 ，對固定資產投資與經濟增長之間的關系進行分析。從 1950年至 2001年間 ，浙江省的固定資產投資對經濟增長的影響具有明顯的階段性特征 ，19

84、78年以前兩者之間不存在協整關系 ，而 1978年以后兩者之間存在協整關系。</p><p>　　張海星[3]在現有文獻研究的基礎上，依據中國改革開放20多年的實際數據，運用內生增長理論構建計量經濟模型，對公共物質資本投資、公共人力資本投資及R＆D投資與經濟增長的相關性進行了協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，結果發(fā)現:三種公共投資具有不同程度的正向經濟增長效應，并且其促進經濟增長的路徑也不相同。</p>

85、<p>　　劉倫武[4]通過建立誤差修正模型定量分析中國及其東、中、西部地區(qū)基礎設施對經濟增長推動作用。在模型中，分析了中國及其東、中、西三大地區(qū)基礎設施投資GDP的彈性系數，其彈性大，推動效率高。因此得出基礎設施投資在國民經濟中起重要作用，能夠極大地刺激GDP增長。</p><p>　　胡永平， 祝接金[5]以經濟增長較快的東南沿海四省市為對象，實證研究其投資率和經濟增長率的相互影響。結果表明，四省

86、市的經濟增長對投資率的作用遠遠較投資率提高對經濟增長的影響顯著，且上海和廣東的經濟增長和投資之間還存在長期穩(wěn)定的均衡關系。因此可認為，改革期間穩(wěn)步提高的投資率是經濟持續(xù)增長的結果而非原因。</p><p>　　王建明[6]中國農業(yè)財政投資對經濟的增長具有舉足輕重的作用。本文通過對我國1986—2006年農業(yè)財政投資與農業(yè)經濟增長關系的實證分析，發(fā)現以支農支出、基本建設支出、農村救濟費和農業(yè)科研投資為代表的農業(yè)財政

87、投資對農業(yè)經濟增長有穩(wěn)定的協整關系。尤其是農業(yè)科研投資對經濟增長貢獻作用顯著、滯后期短，發(fā)揮作用持續(xù)時間長，但其整體投資不足，有向基建投資轉移的趨勢。</p><p>　　蔣志強[7]選取1985—2008年的國內生產總值(GDP)、對外直接投資(OFDI)的年度數據，采用較為成熟的協整檢驗與格蘭杰因果檢驗、VAR模型等計量方法對其進行動態(tài)計量分析。結果研究表明：我國國民生產總值(GDP)與對外直接投資(OFDI

88、)存在長期協整關系，對外直接投資能夠對國民生產總值(GDP)產生長期積累的正效應，而國民生產總值(GDP)對對外直接投資在短期內存在正效應，在長期條件下，對外直接投資規(guī)模趨于穩(wěn)定。</p><p>　　朱維平，黃舸[8]通過1987—2007年間海南固定資產投資與經濟增長的時間序列的平穩(wěn)性檢驗，并且分析了固定資產投資與經濟增長之間的格蘭杰相互因果關系檢驗，最后采用AR(1)模型對固定資產投資與經濟增長的關系進行回

89、歸分析，得出了當前固定資產投資增長對經濟的帶動作用強，前一期的固定資產投資增長對當期的經濟增長帶動作用比弱，本文最后根據結論提出一些啟示。</p><p>　　李梅[9]基礎設施建設投資是一國經濟持續(xù)快速增長的重要動力之一，歷來被認為是政府最有理由干預的經濟領域。本文從政府支出的角度選取基礎設施指標，通過協整分析建立模型的研究方法來考察政府投資基礎設施對國民經濟的引導作用以及國民經濟增長對基礎設施投資的拉動作用。

90、</p><p>　　王海軍[10]FDI是中國對外經濟關系的重要紐帶，其在中國經濟增長過程中發(fā)揮著重要作用，在對已有的關于FDI與國內投資關系理論綜述和對FDI在華投資概述的基礎上，利用格蘭杰因果關系檢驗和協整分析技術，對FDI、國內投資與經濟增長的長期動態(tài)均衡關系進行實證比較分析，研究結果表明，相比國內投資，FDI對中國經濟增長的投資彈性較小，但FDI的投效率明顯高于國內投資。</p><

91、p>　　張日桃，劉志民[11]采用計量模型對經濟增長與政府人力資本投資關系的相關研究后發(fā)現，我國政府人力資本投資與經濟增長之間存在強相關性，經濟增長對政府人力資本投資增加具有重要促進作用，而政府人力資本投資對經濟增長的作用顯著性不夠，且隨著時期滯后，作用效果趨于平穩(wěn)。</p><p>　　盧素魁，薛永鵬[12]根據2000-2007年的統(tǒng)計數據，利用狀態(tài)空間模型對中國房地產投資與經濟增長關系進行了實證分析。

92、研究發(fā)現，變參數估計結果較好地揭示了中國房地產投資系數的時變規(guī)律，中國房地產投資與經濟增長之間存在一種隨時間變動的長期均衡關系，在此基礎上，文章還應用卡爾曼濾波對中國房地產投資進行了預測。</p><p>　　王瑞芬， 白建剛[13]運用協整理論和誤差修正模型對內蒙古1985-2005年的固定資產投資和國內生產總值之間的關系進行了實證分析，通過建立誤差修正模型來反映兩者之間的長期和短期關系。分析結果表明：內蒙古經

93、濟增長和固定資產投資之間存在長期均衡關系，同時得出滯后一期的誤差修正項對長期穩(wěn)定趨勢的偏離起到了比較明顯的收斂作用。</p><p>　　Athanasios Vamvakidis[14]采用27個過渡經濟的面板數據集，在此期間1991-2004以及方法論的面板協整和因果關系檢驗，實證結果表明，外商直接投資并展示與經濟增長之間存在顯著相關性，至少對那些過渡的國家，都具有高水平的收入和已經實施了成功私有化計劃。

94、</p><p>　　Seung-Hoon Yoo[15]本文研究了港口城市基礎設施的投資與經濟增長之間的因果關系問題，在韓國現代時序技術應用。它的年度數據涵蓋1970-2002時期。測試單位根檢驗、協整和Granger-causality誤差修正模型的基礎上給出了算例。結果表明，從港口設施引出因果關系投資對經濟增長的影響沒有任何回應。這就意味著在海港城市基礎設施的投資增長直接影響經濟的增長。為了不影響經濟增長，

95、韓國政府和行業(yè)應努力克服這些限制在海港城市基礎設施。</p><p><b>　　三、總結部分</b></p><p>　　綜上所述，通過協整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法綜合評價浙江省投資與經濟增長關系，通過了解兩者間的因果關系可以幫助決策者更好解決如何投資，即在花費最少的成本取得最大利潤的問題。在此基礎上，通過統(tǒng)計軟件Eviews和SPSS的運用，使我們提高了利用軟件來

96、分析問題、解決問題的能力，并且能為決策者提供一些有用的政策建議。</p><p><b>　　四、參考文獻</b></p><p>　　[1] 何濤舟，施丹鋒，鄧羅飛．FDI與浙江省經濟增長關系的實證研究[J]．市場論壇，2010(01)：19-20．</p><p>　　[2] 邱瑾．投資波動與經濟增長的協整分析——對浙江省經濟增長的研究[J

97、]．商業(yè)研究，2004(17)：22-25．</p><p>　　[3] 張海星．公共投資與經濟增長的相關分析——中國數據的計量檢驗[J]．財貿經濟，2004(11)：10-13．</p><p>　　[4] 劉倫武．基礎設施投資對經濟增長推動作用的動態(tài)計量模型與分析[J]．數理統(tǒng)計與管理，2005(02)：60-65．</p><p>　　[5] 胡永平，祝接金．

98、 經濟增長與投資關系的實證研究[J]．商業(yè)研究，2004(13)：5-9．</p><p>　　[6] 王建明．農業(yè)財政投資對經濟增長作用的研究——兼論農業(yè)科研投資的作用與效果[J]．農業(yè)技術經濟，2010(02)：41-49．</p><p>　　[7] 蔣志強．基于VAR模型的我國對外直接投資與經濟增長關系經驗研究[J]．現代物業(yè)(中旬刊)，2009(11)：49-50．</p&

99、gt;<p>　　[8] 朱維平，黃舸．海南省固定資產投資與經濟增長關系的實證研究[J]．時代金融，2009(12)：64-65．</p><p>　　[9] 李梅．我國基礎設施投資與經濟增長的關系研究[J]．特區(qū)經濟，2009(12)：294-295．</p><p>　　[10] 王海軍．FDI與國內投資：協整分析與檢驗——以1982-2008數據為例[J]．金融與投資，

100、2009(9)：80-82．</p><p>　　[11] 張日桃，劉志民．我國政府人力資本投資與經濟增長關系的實證分析[J]．現代教育管理，2009(11)：56-58．</p><p>　　[12] 盧素魁， 薛永鵬．中國房地產投資和經濟增長關系的動態(tài)研究——基于變參數模型的實證分析[J]．中國物價，2009(09)：6-8．</p><p>　　[1

101、3] 王瑞芬，白建剛．內蒙古固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[J]．內蒙古財經學院報，2006(03)：105-108．  </p><p>　　[14] Athanasios Vamvakidis．The relationship between foreign direct investment and economic growth:evidence from transition count

102、ries[J]．《Transition studies review》2008(01)：37-51．</p><p>　　[15] Seung-Hoon Yoo．Seaport infrastructure investment and economic growth in Korea[J]．《International Journal of Critical Infrastructures》，2006(01)：

103、1-9．</p><p><b>　　開題報告</b></p><p>　　浙江省投資與經濟增長關系研究 </p><p><b>　　選題的背景、意義</b></p><p>　　浙江作為我國最富饒的省份之一，獨特的地理位置使得浙江經濟的外向度較高，開放性經濟發(fā)展較快，尤其是外商直接投資不但對浙江

104、經濟增長做出了積極的貢獻，而且在資本形成上與國內投資相互補充，加速了浙江的資本形成，提高了資本形成的效率和國內投資對經濟增長的貢獻率。本文寫作的目的是通過采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗分析浙江省經濟的投資與經濟增長關系的研究，是否存在長期的平穩(wěn)關系，如果有平穩(wěn)關系那么投資與經濟增長誰是原因誰又是結果的關系呢。弄清投資與經濟發(fā)展關系能做出合理的經濟決策，加快浙江經濟發(fā)展。</p><p>　　研究的基本內容與擬解決的

105、主要問題</p><p>　?。ㄒ唬?研究的基本內容有以下幾點：</p><p>　　1.選擇所要分析的指標并進行數據的收集；（主要通過浙江省統(tǒng)計局官方網站查找）</p><p>　　2.通過格蘭杰因果關系檢驗分析選擇出各類中的重要指標；</p><p>　　3.再利用協整檢驗方法分析浙江省投資與經濟增長是否存在長期的平穩(wěn)關系； </

106、p><p>　　4.通過分析能更加明確投資與經濟增長的關系，從而提出更合理的方案促進浙江經濟更好更快的發(fā)展，提高人民的生活水平。</p><p>　?。ǘM解決的主要問題：</p><p>　　找出2000-2008年浙江省各城市經濟指標數據，主要以各地區(qū)的投資、國民經濟發(fā)展這兩個方面為標準。其中各地區(qū)的國民經濟發(fā)展水平指標主要有GDP、第二產業(yè)總值、第三產業(yè)總值、固

107、定資產投資總額、外商直接投資等指標。</p><p>　　三、研究的方法與技術路線、研究難點，預期達到的目標</p><p>　　通過計量經濟學中的因果關系檢驗對浙江各地市投資與經濟發(fā)展的關系進行了實證分析，找出兩者之間的關系，同時進行協整檢驗，分析投資與經濟增長是否存在長期線性穩(wěn)定性。</p><p>　　其中研究難點在于對浙江省各地區(qū)間經濟指標的選取及數據分析。