我國經濟膨脹度影響因素的計量研究

徐海俊

(江南大學商學院，江蘇無錫 204122)

0 引言

金融危機近年來對我國經濟產生了巨大的沖擊，經濟增長速度放緩迫切需要產業進行升級和改變粗放的發展模式，對于經濟增長古典經濟學框架中的索羅模型和丹尼森增長理論都有了較為全面的說明，但一個最基本的分析框架是由柯布-道格拉斯提出的基于資本、人力投入的生產函數，所以對經濟增長分析采用此框架是一個經典模式。如吳沛（2007）引入資本、勞動、人力資本與技術進步因素進入生產函數模型，對中國經濟增長因素進行了計量分析；朱承亮（2009）采用隨機前沿效率評價方法對1985～2007年間的我國經濟效率進行了評價，并用CD函數得出了資本、勞動投入為“規模報酬微弱遞增”的結論；米娟（2008）在資本、人力、技術要素的基礎上加入了制度因素，并分東中西部分別進行了要素貢獻計量。

上述研究均在計量方法和問題透析度上取得了一定的進展，為我國經濟增長的要素投入貢獻情況測定作出了巨大貢獻，但本文認為以國內生產總值對數序列只能體現出增長的趨勢，并不能反映出不同期限和地區增長的變動趨勢，所以有必要提出一個基于經濟增速的經濟膨脹度概念，克服了以往計量分析中的gdp對數化模式，考慮到在現實經濟體中關注最多的是經濟增速的加快與衰減，而非絕對增減量，故對經濟增長以一個相對數的概念表現出來更有經濟意義。本文首先進行橫截面角度的省際經濟膨脹度因素計量，發現投資、勞動力數量與地理區位顯著影響經濟膨脹度，而科技因素對經濟膨脹度影響不顯著，從全國整體的時間序列分析并采用嶺回歸克服多重共線性后發現資本和技術對經濟膨脹度的影響作用為負，而勞動力的影響為正。

1 實證分析

1.1 指標選取與數據來源

區域經濟膨脹與衰退體現為經濟增長時期經濟增速的上漲與下滑，也體現為經濟蕭條時期的經濟下滑速度的降低與提高。故本文對省際經濟膨脹與衰退指標定義為國民生產總值2011年相比2010年GDP增速的差值，如果前者大于后者可認為處于膨脹狀態，記為1，反之記為0。具體如下：

圖1 2010與2011年GDP增速序列

從圖1可以看出，2011年GDP增速高于2010年的共有13個省份，相反的有18個省份，說明山西、遼寧、黑龍江、上海、福建、山東、河南以及四川為代表的其他大部分西部省份經濟發展處于膨脹期，而北京、江蘇等GDP序列增速有所下滑。

影響區域經濟發展的主要因素包括以下：

一是地方財政投入（Invest),作為三駕馬車之一的投資拉動，通過乘數和加速數作用會對經濟系統產生持續的正向促進作用，所以地方財政投入與經濟增長的關系毋容置疑。

二是技術市場成交額（TM),科技是第一生產力，一個地區市場上具備的技術成交量直接說明了科技成果創新與轉化的能力。

三是就業人數（Job），一個地區就業率情況直接決定了地區勞動力資源配備效率，充分就業表明在人力資源方面已經做到了對經濟發展的足夠貢獻。失業率的提高必然會對經濟穩定造成一定影響。

四是所處地理位置（Gp),一個地區的地理位置直接決定了其資源稟賦，包括自然資源、文化氛圍及基礎設施水平，這些都取決于長期的歷史遺留問題和多年來區域的發展模式。本文將發達和非發達地區記為1和0，為離散型變量。

本文中Invest、TM和Job數據來源為國家統計局網站（http://www.stats.gov.cn/），為隨機連續變量，地理位置Gp屬于離散型變量，由本文自行劃分。而Gdp原始序列需要經過一系列換算得到增長率差分序列si。基本模型為：

1.2 分省份的截面計量

首先采取2011年31個地區的截面數據進行分析。

1.2.1 簡單計量

使用stata11.0軟件進行單方程計量回歸得到表1。除了技術市場成交額對數序列對經濟膨脹收縮影響不顯著外，其他三個變量均對因變量有顯著作用。其中地方財政投入對數每增加1個單位，將會使經濟增速較上一年增加0.07個單位，而經濟活動人口數量對數的增加，會帶來一定的經濟衰退，具體為每增加1個單位會帶來經濟增速較上年0.058個單位的下滑。而是否發達地區也對經濟衰退有個全新的解釋，發達地區相比非發達地區而言，經濟衰退的可能性要高于后者，而經濟膨脹的可能性要小于后者。

表1 單方程回歸結果

表2 多重共線性檢驗

1.2.2 模型檢驗

采用estat hettest命令建立：ln(u2t/σ2)=α+Ζiγ+v方程進行截面數據異方差檢驗，檢驗結果chi2(4)=4.21，顯著性p值為0.3781，在10%的顯著性水平接受同方差的原假設，不存在異方差現象。而estat vif命令得到四個變量的方差擴大因子VIF，發現均小于10，所以認為不存在多重共線性現象。

計量經濟學認為在同方差、無序列相關和無多重共線性的前提下，如果變量存在內生性，則用GLS估計得到的估計量有偏，所以應該采用TSLS兩步估計方法。在本文中對內生性進行初步檢驗，即用解釋變量與隨機擾動項進行相關系數計算，結果發現隨機擾動項與自變量的相關系數均為0.0000，說明模型不存在內生性問題，不需要對模型形式進行改進，用cprplot命令得出自變量對成分的殘差圖（圖2），發現在直線兩邊的散點呈現出對稱性，所以模型形式基本符合。

表3 變量與殘差項相關性檢驗

圖2 成分殘差圖

1.3 時間序列分析

對1990～2011年的國民生產總值序列進行增長率計算，然后進行一階差分，求得膨脹度指數。首先利用Cobb-Douglas函數的變形形式：

回歸后進行規模效應系數檢驗，有F(1,17)=0.20，接受規模報酬不變的原假設，所以可以引入科技因素。進行時間序列回歸后得到表4。由于是時間序列，進行bgodfrey的序列相關命令檢驗得到chi2=0.740，故接受不存在序列相關的原假設。但hettest異方差命令得到Prob＞chi2=0.0752，認為存在異方差現象，從系數檢驗看整個方程不理想，所以應該進行異方差修正，修正后的得到回歸結果如表5。發現常數項非常顯著，即在沒有任何資本形成、勞動力投入和科技因素的條件下，經濟膨脹度為負值（-33.22），屬于急劇衰退狀，而勞動力數量對數對經濟膨脹度有顯著的正向促進作用，lnl每提高1個單位，將會帶來經濟膨脹度3.02個單位的提高。但資本和科技的貢獻作用不顯著，說明模型還存在著其他問題。

表4 簡單回歸結果

表5 加權最小二乘法回歸結果

在進行方差膨脹因子（VIF）檢驗，發現lnk和lntm指標的VIF達到了294.92和331.11，存在較為明顯的多重共線性，而lnl的VIF僅為18.31，不超過30，所以共線性不嚴重。通過嶺回歸作圖，發現在嶺參數k=0.2時曲線趨于平緩，故回歸效果最好，得到了回歸方程為：

從嶺回歸分析結果看，財政支出增加速率的提高所帶來的膨脹度是負值，每提高一個單位會帶來經濟增速比上年下降7.47個單位，而勞動力數量增加則明顯給經濟膨脹度提高有促進作用，而科技活動總量規模的增加對經濟增長度的貢獻作用為負。多年來我國物質資本存量的快速增加成為我國經濟增長過程中的一大特色，但根據邊際遞減規律，單種要素投入的過多改變了各種要素的相互配比，從而使該種要素的邊際產出呈現遞減趨勢。根據包玉香（2010）年的測算，在1978～2000年，人力資本存量和質量對經濟增長的總貢獻率達到46%，處于比較高的水平。但它們的增長率一直都低于資本的增長率，尤其是人力資本水平的增長率遠遠低于其他要素，進而使得人力資本水平對經濟增長的外部性要素貢獻率較低。當前我國失業率和通脹壓力巨大，單純依靠固定資產投資的財政政策所帶來的經濟增長促進作用正在衰減，相反由于絕對崗位數量的不足和結構性失業存在，大量的人力資源沒有得到很好的利用。王凱（2010）運用VAR和脈沖響應模型得出我國財政科技投入與經濟增長之間的關系為“邊際效應遞減”和“時滯”。所以科技投入規模增速的提高同樣會對經濟膨脹度有個負面影響，但實際上我國研發投入費用與發達國家相比還遠遠不足，這種總量不足和相對量過剩的局面是因為現有科技投入轉化機制的不完善所引起的。

圖3 嶺跡圖

圖4 VAR模型穩定性檢驗

1.4 向量自回歸模型

經濟現象中不同的經濟指標相互影響，但影響是具有時滯效應的，當期的數值變動可能在未來幾期才對自身或對其他經濟指標產生影響，基于多方程結構的VAR模型提供了一個分析框架，本文在進行我國1994～2011年經濟膨脹度計算的基礎上，采用多方程計量得到表6：我國經濟膨脹與收縮在滯后1、2期內對自身有這顯著的正向影響，具有強大的“慣性力”，而固定資產投資增速越快對經濟膨脹（收縮）具有反向作用，所以固定資產投資增速越快對經濟增長膨脹反而有反向的抑制作用，這與邊際效應的解釋是類似的，而科技投入對數對經濟膨脹有顯著的正向貢獻作用，但是在滯后2期才體現出來，而勞動力數量對經濟膨脹（收縮）影響不顯著；那么以財政投入為因變量，得到的結果是經濟膨脹度滯后1期、財政投入滯后1、2期（正負交互）、科技投入滯后1期對財政投入有著顯著影響；影響勞動力對數的因素有經濟膨脹度滯后1期、投資滯后1期和勞動力滯后1期。而對于科技投入增量而言，只有其滯后1期有顯著影響，可以認為其具有剛性增長趨勢。上文分析得出：我國近20年來經濟系統具有剛性的“棘輪”勢頭，本期經濟發展趨勢受到上一期和二期的顯著影響，而科技投入并不是靠經濟、勞動力與資本的上漲而上漲，體現了因果關系的缺失，說明科技投入只是在滯后2期以一個微弱的正向促進作用對經濟膨脹產生推動，不是經濟收縮與擴展的主導力量，同理：勞動力數量只是經濟發展的承受著而非影響者，這些都說明了“產學研”體系和“勞動力市場”體系的不完善，科技和勞動力本應成為經濟擴張與收縮中的內生變量，但過去的20年中純粹沒有形成顯著互動，這些人力、資本與科技要素的投入雖然在絕對量變動上對GDP有顯著作用，但由于邊際報酬規模遞減作用，這種要素投入的效率因為結構性失衡會下降，另一方面：本文所提出的膨脹度指標及影響因素分析，更能夠揭示這些投入變量對經濟發展趨勢的控制能力，根據生命周期理論：經濟景氣循環是一個合理的周期性現象，但經濟系統所存在的長期恢復力需要一些宏觀的財政貨幣政策加以控制，使得經濟衰退期間的貨幣供應量增加、利潤下降以刺激投資，而經濟膨脹時實行緊縮銀根、縮減公共支出和投資，以免使得非均衡狀態加劇。

表6 向量自回歸分析結果

2 結論

本文提出了有別于以往經濟指標對數化的分析模式，引入一種增長概念之上的膨脹度概念，通過對其影響因素分析能夠揭示經濟指標對宏觀調控的影響力，結論如下：

⑴從橫截面看，我國廣大的中西部地區存在著經濟膨脹趨勢，國民生產總值序列增速加快，而東部地區則普遍相反，由于受到國際金融危機產生的連鎖影響和城鎮化進程中房屋、土地、勞動力成本的大幅上漲，東部發達地區的經濟發展已經到了瓶頸階段，而中西部地區多為民工輸出大省，隨著農民工回流和產業承接工作的進一步實施，經濟潛力被激發出來，形成了強大的發展后勁。

⑵從省份個體回歸來看，省際層面上的財政投入和勞動力數量增加對經濟發展趨勢有著顯著的控制意義，但技術市場成交額所代表的科技進步則貢獻不大，說明科技研發對經濟發展趨勢不具備控制力量，這與西方經濟學中強調的穩態增長觀點類似。

⑶時間序列分析結果看，克服了指標共線性的嶺回歸法證實從我國整體看，資本投入和科技經費支出的增速加快對我國經濟增速的提高有顯著負向作用，而勞動力則相反，體現了當前一定程度上存在的衰退不能夠依靠固定資產投資和經費的盲目投入，應當講究結構域效率，在勞動力問題上應花大功夫實現社會就業容量的擴大，這不僅有利于維護社會和諧、更是提供有效的經濟控制手段。

[1]吳沛，李克俊.中國經濟增長影響因素的實證分析[J].統計與決策，2007，（10）.

[2]朱承亮,岳宏志,李婷.中國經濟增長效率及其影響因素的實證研究:1985～2007[J].數量經濟技術經濟研究，2009，（9）.

[3]米娟.中國區域經濟增長差異及影響因素分析[J].經濟經緯，2008，（6）.

[4]包玉香，王宏艷，李玉江.人力資本空間集聚對區域經濟增長的效應分析_以山東省為例[J].人口與經濟，2010，（3）.

[5]王凱,龐震.中國財政科技投入與經濟增長(1978～2008)[J].科學管理研究，2010，（1）.