我国经济膨胀度影响因素的计量研究

徐海俊

(江南大学商学院，江苏无锡 204122)

0 引言

金融危机近年来对我国经济产生了巨大的冲击，经济增长速度放缓迫切需要产业进行升级和改变粗放的发展模式，对于经济增长古典经济学框架中的索罗模型和丹尼森增长理论都有了较为全面的说明，但一个最基本的分析框架是由柯布-道格拉斯提出的基于资本、人力投入的生产函数，所以对经济增长分析采用此框架是一个经典模式。如吴沛（2007）引入资本、劳动、人力资本与技术进步因素进入生产函数模型，对中国经济增长因素进行了计量分析；朱承亮（2009）采用随机前沿效率评价方法对1985～2007年间的我国经济效率进行了评价，并用CD函数得出了资本、劳动投入为“规模报酬微弱递增”的结论；米娟（2008）在资本、人力、技术要素的基础上加入了制度因素，并分东中西部分别进行了要素贡献计量。

上述研究均在计量方法和问题透析度上取得了一定的进展，为我国经济增长的要素投入贡献情况测定作出了巨大贡献，但本文认为以国内生产总值对数序列只能体现出增长的趋势，并不能反映出不同期限和地区增长的变动趋势，所以有必要提出一个基于经济增速的经济膨胀度概念，克服了以往计量分析中的gdp对数化模式，考虑到在现实经济体中关注最多的是经济增速的加快与衰减，而非绝对增减量，故对经济增长以一个相对数的概念表现出来更有经济意义。本文首先进行横截面角度的省际经济膨胀度因素计量，发现投资、劳动力数量与地理区位显著影响经济膨胀度，而科技因素对经济膨胀度影响不显著，从全国整体的时间序列分析并采用岭回归克服多重共线性后发现资本和技术对经济膨胀度的影响作用为负，而劳动力的影响为正。

1 实证分析

1.1 指标选取与数据来源

区域经济膨胀与衰退体现为经济增长时期经济增速的上涨与下滑，也体现为经济萧条时期的经济下滑速度的降低与提高。故本文对省际经济膨胀与衰退指标定义为国民生产总值2011年相比2010年GDP增速的差值，如果前者大于后者可认为处于膨胀状态，记为1，反之记为0。具体如下：

图1 2010与2011年GDP增速序列

从图1可以看出，2011年GDP增速高于2010年的共有13个省份，相反的有18个省份，说明山西、辽宁、黑龙江、上海、福建、山东、河南以及四川为代表的其他大部分西部省份经济发展处于膨胀期，而北京、江苏等GDP序列增速有所下滑。

影响区域经济发展的主要因素包括以下：

一是地方财政投入（Invest),作为三驾马车之一的投资拉动，通过乘数和加速数作用会对经济系统产生持续的正向促进作用，所以地方财政投入与经济增长的关系毋容置疑。

二是技术市场成交额（TM),科技是第一生产力，一个地区市场上具备的技术成交量直接说明了科技成果创新与转化的能力。

三是就业人数（Job），一个地区就业率情况直接决定了地区劳动力资源配备效率，充分就业表明在人力资源方面已经做到了对经济发展的足够贡献。失业率的提高必然会对经济稳定造成一定影响。

四是所处地理位置（Gp),一个地区的地理位置直接决定了其资源禀赋，包括自然资源、文化氛围及基础设施水平，这些都取决于长期的历史遗留问题和多年来区域的发展模式。本文将发达和非发达地区记为1和0，为离散型变量。

本文中Invest、TM和Job数据来源为国家统计局网站（http://www.stats.gov.cn/），为随机连续变量，地理位置Gp属于离散型变量，由本文自行划分。而Gdp原始序列需要经过一系列换算得到增长率差分序列si。基本模型为：

1.2 分省份的截面计量

首先采取2011年31个地区的截面数据进行分析。

1.2.1 简单计量

使用stata11.0软件进行单方程计量回归得到表1。除了技术市场成交额对数序列对经济膨胀收缩影响不显著外，其他三个变量均对因变量有显著作用。其中地方财政投入对数每增加1个单位，将会使经济增速较上一年增加0.07个单位，而经济活动人口数量对数的增加，会带来一定的经济衰退，具体为每增加1个单位会带来经济增速较上年0.058个单位的下滑。而是否发达地区也对经济衰退有个全新的解释，发达地区相比非发达地区而言，经济衰退的可能性要高于后者，而经济膨胀的可能性要小于后者。

表1 单方程回归结果

表2 多重共线性检验

1.2.2 模型检验

采用estat hettest命令建立：ln(u2t/σ2)=α+Ζiγ+v方程进行截面数据异方差检验，检验结果chi2(4)=4.21，显著性p值为0.3781，在10%的显著性水平接受同方差的原假设，不存在异方差现象。而estat vif命令得到四个变量的方差扩大因子VIF，发现均小于10，所以认为不存在多重共线性现象。

计量经济学认为在同方差、无序列相关和无多重共线性的前提下，如果变量存在内生性，则用GLS估计得到的估计量有偏，所以应该采用TSLS两步估计方法。在本文中对内生性进行初步检验，即用解释变量与随机扰动项进行相关系数计算，结果发现随机扰动项与自变量的相关系数均为0.0000，说明模型不存在内生性问题，不需要对模型形式进行改进，用cprplot命令得出自变量对成分的残差图（图2），发现在直线两边的散点呈现出对称性，所以模型形式基本符合。

表3 变量与残差项相关性检验

图2 成分残差图

1.3 时间序列分析

对1990～2011年的国民生产总值序列进行增长率计算，然后进行一阶差分，求得膨胀度指数。首先利用Cobb-Douglas函数的变形形式：

回归后进行规模效应系数检验，有F(1,17)=0.20，接受规模报酬不变的原假设，所以可以引入科技因素。进行时间序列回归后得到表4。由于是时间序列，进行bgodfrey的序列相关命令检验得到chi2=0.740，故接受不存在序列相关的原假设。但hettest异方差命令得到Prob＞chi2=0.0752，认为存在异方差现象，从系数检验看整个方程不理想，所以应该进行异方差修正，修正后的得到回归结果如表5。发现常数项非常显著，即在没有任何资本形成、劳动力投入和科技因素的条件下，经济膨胀度为负值（-33.22），属于急剧衰退状，而劳动力数量对数对经济膨胀度有显著的正向促进作用，lnl每提高1个单位，将会带来经济膨胀度3.02个单位的提高。但资本和科技的贡献作用不显著，说明模型还存在着其他问题。

表4 简单回归结果

表5 加权最小二乘法回归结果

在进行方差膨胀因子（VIF）检验，发现lnk和lntm指标的VIF达到了294.92和331.11，存在较为明显的多重共线性，而lnl的VIF仅为18.31，不超过30，所以共线性不严重。通过岭回归作图，发现在岭参数k=0.2时曲线趋于平缓，故回归效果最好，得到了回归方程为：

从岭回归分析结果看，财政支出增加速率的提高所带来的膨胀度是负值，每提高一个单位会带来经济增速比上年下降7.47个单位，而劳动力数量增加则明显给经济膨胀度提高有促进作用，而科技活动总量规模的增加对经济增长度的贡献作用为负。多年来我国物质资本存量的快速增加成为我国经济增长过程中的一大特色，但根据边际递减规律，单种要素投入的过多改变了各种要素的相互配比，从而使该种要素的边际产出呈现递减趋势。根据包玉香（2010）年的测算，在1978～2000年，人力资本存量和质量对经济增长的总贡献率达到46%，处于比较高的水平。但它们的增长率一直都低于资本的增长率，尤其是人力资本水平的增长率远远低于其他要素，进而使得人力资本水平对经济增长的外部性要素贡献率较低。当前我国失业率和通胀压力巨大，单纯依靠固定资产投资的财政政策所带来的经济增长促进作用正在衰减，相反由于绝对岗位数量的不足和结构性失业存在，大量的人力资源没有得到很好的利用。王凯（2010）运用VAR和脉冲响应模型得出我国财政科技投入与经济增长之间的关系为“边际效应递减”和“时滞”。所以科技投入规模增速的提高同样会对经济膨胀度有个负面影响，但实际上我国研发投入费用与发达国家相比还远远不足，这种总量不足和相对量过剩的局面是因为现有科技投入转化机制的不完善所引起的。

图3 岭迹图

图4 VAR模型稳定性检验

1.4 向量自回归模型

经济现象中不同的经济指标相互影响，但影响是具有时滞效应的，当期的数值变动可能在未来几期才对自身或对其他经济指标产生影响，基于多方程结构的VAR模型提供了一个分析框架，本文在进行我国1994～2011年经济膨胀度计算的基础上，采用多方程计量得到表6：我国经济膨胀与收缩在滞后1、2期内对自身有这显著的正向影响，具有强大的“惯性力”，而固定资产投资增速越快对经济膨胀（收缩）具有反向作用，所以固定资产投资增速越快对经济增长膨胀反而有反向的抑制作用，这与边际效应的解释是类似的，而科技投入对数对经济膨胀有显著的正向贡献作用，但是在滞后2期才体现出来，而劳动力数量对经济膨胀（收缩）影响不显著；那么以财政投入为因变量，得到的结果是经济膨胀度滞后1期、财政投入滞后1、2期（正负交互）、科技投入滞后1期对财政投入有着显著影响；影响劳动力对数的因素有经济膨胀度滞后1期、投资滞后1期和劳动力滞后1期。而对于科技投入增量而言，只有其滞后1期有显著影响，可以认为其具有刚性增长趋势。上文分析得出：我国近20年来经济系统具有刚性的“棘轮”势头，本期经济发展趋势受到上一期和二期的显著影响，而科技投入并不是靠经济、劳动力与资本的上涨而上涨，体现了因果关系的缺失，说明科技投入只是在滞后2期以一个微弱的正向促进作用对经济膨胀产生推动，不是经济收缩与扩展的主导力量，同理：劳动力数量只是经济发展的承受着而非影响者，这些都说明了“产学研”体系和“劳动力市场”体系的不完善，科技和劳动力本应成为经济扩张与收缩中的内生变量，但过去的20年中纯粹没有形成显著互动，这些人力、资本与科技要素的投入虽然在绝对量变动上对GDP有显著作用，但由于边际报酬规模递减作用，这种要素投入的效率因为结构性失衡会下降，另一方面：本文所提出的膨胀度指标及影响因素分析，更能够揭示这些投入变量对经济发展趋势的控制能力，根据生命周期理论：经济景气循环是一个合理的周期性现象，但经济系统所存在的长期恢复力需要一些宏观的财政货币政策加以控制，使得经济衰退期间的货币供应量增加、利润下降以刺激投资，而经济膨胀时实行紧缩银根、缩减公共支出和投资，以免使得非均衡状态加剧。

表6 向量自回归分析结果

2 结论

本文提出了有别于以往经济指标对数化的分析模式，引入一种增长概念之上的膨胀度概念，通过对其影响因素分析能够揭示经济指标对宏观调控的影响力，结论如下：

⑴从横截面看，我国广大的中西部地区存在着经济膨胀趋势，国民生产总值序列增速加快，而东部地区则普遍相反，由于受到国际金融危机产生的连锁影响和城镇化进程中房屋、土地、劳动力成本的大幅上涨，东部发达地区的经济发展已经到了瓶颈阶段，而中西部地区多为民工输出大省，随着农民工回流和产业承接工作的进一步实施，经济潜力被激发出来，形成了强大的发展后劲。

⑵从省份个体回归来看，省际层面上的财政投入和劳动力数量增加对经济发展趋势有着显著的控制意义，但技术市场成交额所代表的科技进步则贡献不大，说明科技研发对经济发展趋势不具备控制力量，这与西方经济学中强调的稳态增长观点类似。

⑶时间序列分析结果看，克服了指标共线性的岭回归法证实从我国整体看，资本投入和科技经费支出的增速加快对我国经济增速的提高有显著负向作用，而劳动力则相反，体现了当前一定程度上存在的衰退不能够依靠固定资产投资和经费的盲目投入，应当讲究结构域效率，在劳动力问题上应花大功夫实现社会就业容量的扩大，这不仅有利于维护社会和谐、更是提供有效的经济控制手段。

[1]吴沛，李克俊.中国经济增长影响因素的实证分析[J].统计与决策，2007，（10）.

[2]朱承亮,岳宏志,李婷.中国经济增长效率及其影响因素的实证研究:1985～2007[J].数量经济技术经济研究，2009，（9）.

[3]米娟.中国区域经济增长差异及影响因素分析[J].经济经纬，2008，（6）.

[4]包玉香，王宏艳，李玉江.人力资本空间集聚对区域经济增长的效应分析_以山东省为例[J].人口与经济，2010，（3）.

[5]王凯,庞震.中国财政科技投入与经济增长(1978～2008)[J].科学管理研究，2010，（1）.