基于“克強指數(shù)”的國民經(jīng)濟發(fā)展因素探析

唐冰

（河海大學(xué)公共管理學(xué)院，南京210098）

引言

“克強指數(shù)”是英國著名政經(jīng)雜志《經(jīng)濟學(xué)人》提出的用于評價中國經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)，由工業(yè)耗電量、鐵路貨運量、貸款發(fā)放量三個指標(biāo)組成，源于李克強總理2007年任職遼寧省委書記時，習(xí)慣使用這三個指標(biāo)分析當(dāng)時遼寧省經(jīng)濟狀況。但是，這一指標(biāo)不能反映第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻，而我國國民經(jīng)濟正在實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和國民經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟增長因素中越發(fā)顯示出重要性。此外，國民經(jīng)濟新常態(tài)下的每一個指標(biāo)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率也應(yīng)該依據(jù)近年來的經(jīng)濟數(shù)學(xué)檢驗其平穩(wěn)性和真實性。因此，應(yīng)該對依托于傳統(tǒng)經(jīng)濟增長模式的“克強指數(shù)”進行修正。

一、國內(nèi)外文獻綜述

第一，工業(yè)用電量與經(jīng)濟增長的關(guān)系。Glasure&Lee（1997）研究認為，韓國、新加坡的電力費與經(jīng)濟增長之間是雙向因果關(guān)系；林伯強（2003）構(gòu)建了基于VAR和VEC模型，研究表明我國電力消費與GDP、資本、人力資本之間存在著長期均衡關(guān)系；羅漢武（2009）利用河南省年度數(shù)據(jù)證明了全社會用電量與經(jīng)濟增長之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)存在從社會用電量到經(jīng)濟增長的單向格蘭杰關(guān)系；郭鷹（2010）基于浙江省的數(shù)據(jù)研究得出，工業(yè)用電量與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)正相關(guān)，工業(yè)用電量對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為1.55的結(jié)論；何永貴（2007）建立了GDP與用電量的回歸分析模型，得出中國用電量每增長1%則GDP增長1%的結(jié)論。

第二，鐵路貨運量與經(jīng)濟增長的關(guān)系。馮艷春（2007）分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對貨運量的影響，認為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對貨運量具有不同的影響；林航飛（2008）基于上海市數(shù)據(jù)研究得出，公路貨運量與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系；熊浩（2010）研究認為，貨運量與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（取對數(shù)）存在長期均衡關(guān)系。

第三，銀行貸款與經(jīng)濟增長的關(guān)系。Levine&Zervos（1998）發(fā)現(xiàn)，銀行貸款和股票流通性對經(jīng)濟增長有顯著而穩(wěn)定的正效應(yīng)；蔣曉華（2006）利用VAR模型和VEC模型研究認為，經(jīng)濟增長率和銀行貸款增長率之間存在著長期均衡關(guān)系；劉恩猛（2007）對天津利用協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長和貨款之間存在協(xié)整關(guān)系和雙向因果關(guān)系；趙慶光（2011）以河南省為例，利用VAR模型研究發(fā)現(xiàn)銀行貸款與GDP總量不存在長期均衡關(guān)系。

第四，三因素對經(jīng)濟增長的共同作用。學(xué)者劉慧（2014）從“克強指數(shù)”包含的三個經(jīng)濟變量等各方面對我國經(jīng)濟增長的變動進行研究，以工業(yè)用電量、鐵路貨運量和銀行中長期貸款作為內(nèi)生變量，而將影響經(jīng)濟增長的其他諸多變量作為隨機項，建立向量自回歸（VAR）模型，并且在VAR模型的基礎(chǔ)上通過Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等，最后構(gòu)建向量誤差修正模型（VEC）并進行變量外生性檢驗，考察和分析經(jīng)濟增長和其三個影響因素間的長期均衡、短期動態(tài)及因果關(guān)系等。

學(xué)者余劍秋（2013）通過建立基于最小二乘法的多元線性回歸模型，得出當(dāng)工業(yè)電力消耗量增加1%時，GDP總額會隨之變動1.570453515億元；當(dāng)鐵路運貨量上升1個點，GDP總量下降1.2435億元；當(dāng)金融機構(gòu)資金運用各項貸款中，中長期貸款增加1%，居民存款儲蓄增加0.264745億元。

祝煦和黃正勇（2014）基于我國實際經(jīng)濟增長情況，對我國2008—2011年的GDP指標(biāo)及我國貨運量、銀行貸款、全社會用電量的實際月度數(shù)據(jù)做了同比處理，提出“修正的克強指數(shù)”并組合得到相應(yīng)的處理數(shù)據(jù)，然后根據(jù)GDP增長率建立了一元時間序列ARMA模型，引入“修正的克強指數(shù)”序列與GDP增長率序列建立了ARIMAX動態(tài)回歸模型，從而得到以下兩點結(jié)論：首先，根據(jù)ADF檢驗，我國GDP增長率和“修正的克強指數(shù)”四年內(nèi)的短期月度數(shù)據(jù)是相對平穩(wěn)的，并且對“克強指數(shù)”進行適當(dāng)調(diào)整后，該指標(biāo)與我國經(jīng)濟增長有更密切的相關(guān)性，修正后更利于對我國經(jīng)濟狀況進行分析；其次，我國GDP增長率的單平穩(wěn)序列可以建立有效的ARMA模型，而考慮“修正的克強指數(shù)”與我國GDP增長率的相關(guān)性，把“修正的克強指數(shù)”平穩(wěn)序列帶入GDP增長序列模型中建立ARIMAX動態(tài)回歸模型，通過AIC準(zhǔn)則和SBC準(zhǔn)則比較可知，ARIMAX模型更優(yōu)。

二、指標(biāo)構(gòu)建和數(shù)據(jù)來源

（一）指標(biāo)構(gòu)建

1.“克強指數(shù)”指標(biāo)。“克強指數(shù)”指標(biāo)包括工業(yè)耗電量增速，記為X1，與工業(yè)增加值相關(guān)性較高，反映了工業(yè)的繁榮程度；中長期貸款余額增速，記為X2，反映了商業(yè)銀行的中長期資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)流動性水平，也反映了國民經(jīng)濟核算中的投資一項；鐵路貨運量增速，記為X3，反映了交通行業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻。

2.修正的“克強指數(shù)”指標(biāo)。修正的“克強指數(shù)”新增兩項指標(biāo)：研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重，記為X4；能耗強度，記為X5。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文中數(shù)據(jù)來源于《2014年中國統(tǒng)計年鑒》中2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

三、模型設(shè)定

（一）“克強指數(shù)”參數(shù)系數(shù)確定

花旗銀行運用多元線性回歸分析，編制的克強指數(shù)公式如下：

國民經(jīng)濟增長率=工業(yè)用電量增速×40%+中長期貸款余額增速×35%+鐵路貨運量增速×25%

本文運用最小二乘法，對參數(shù)系數(shù)進行了確定，用多元線性回歸模型，分析每一個解釋變量對被解釋變量的貢獻度，采用強迫進入方法，結(jié)果（如表1所示）。

表2 Coefficientsa

可決系數(shù)為0.821，說明該模型解釋了絕大部分被解釋變量變動的原因；調(diào)整后的可決系數(shù)為0.641，說明解釋變量之間可能存在多重共線性的問題。

據(jù)此構(gòu)建多元線性回歸模型：

（二）修正的克強指數(shù)新增兩項指標(biāo)相關(guān)性分析

1.研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重與國民經(jīng)濟增長相關(guān)性分析。修正的“克強指數(shù)”新增兩項指標(biāo)，即研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重與能耗強度，現(xiàn)在對新增的兩項指標(biāo)與國民經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性進行分析。

相關(guān)系數(shù)為-0.561，接受原假設(shè)，認為兩者并無顯著相關(guān)關(guān)系。另外，相關(guān)系數(shù)為負數(shù)，并不符合實際情況，說明二者影響模式較為復(fù)雜，受到多種因素影響（見下頁表3）。

2.能耗強度與國民經(jīng)濟增長相關(guān)性分析。相關(guān)系數(shù)為-0.238，接受原假設(shè)，認為兩者并無顯著相關(guān)關(guān)系。另外，相關(guān)系數(shù)為負數(shù)，說明能耗強度的降低，能夠促進國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加（見表4）。

表3 Correlations

表4 Correlations

表5 Model Summary

（三）修正的克強指數(shù)指標(biāo)構(gòu)建

在原克強指數(shù)的基礎(chǔ)上，修正的“克強指數(shù)”新增兩項指標(biāo)，即研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重和能耗強度，據(jù)此構(gòu)建多元線性回歸模型，結(jié)果（見表5和下頁表6）。

從總體來看，可決系數(shù)達到0.999，說明模型總體擬合優(yōu)度高，解釋變量的組合，解釋了被解釋變量99.9%變動的原因，而調(diào)整后的可決系數(shù)達到99.5%，說明修正后的指標(biāo)，也能解釋被解釋變量絕大多數(shù)變動的原因，說明多元回歸線性模型的效果較理想，多重共線性的問題也不突出。

表6 Coefficientsa

據(jù)此，構(gòu)建多元線性回歸模型如下：

結(jié)語

本文運用了相關(guān)性分析和多元線性回歸的方法，對影響國民經(jīng)濟發(fā)展的幾個因素與國民經(jīng)濟增速的關(guān)系進行了分析，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了多元線性回歸模型，并據(jù)此提出了一些看法和相應(yīng)的政策建議。

第一，重視科學(xué)技術(shù)對國民經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵影響。在多元線性回歸模型中，研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP比重這一變量對GDP增速的貢獻率最大，達到了42.016。這充分說明，科學(xué)技術(shù)是生產(chǎn)力各要素中最為活躍、最為關(guān)鍵、最為重要的因素，科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力。這也啟示我們，必須重視科學(xué)技術(shù)對國民經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵影響，必須加快研究與試驗發(fā)展，一方面投入大量經(jīng)費促進研究與試驗快速向前推進，另一方面要建立科學(xué)合理高效適應(yīng)的頂層設(shè)計，用正確的制度引領(lǐng)科學(xué)技術(shù)的發(fā)展。

第二，重視節(jié)約資源，提高能源效率。修正的克強指數(shù)與原克強指數(shù)相比，特點在于強化了對節(jié)約資源這一指標(biāo)的考察。以往對國民經(jīng)濟發(fā)展的考察，往往只看到了經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)字，而忽視了浪費資源、破壞環(huán)境這一現(xiàn)實情況，這無疑是非常不正確的。在中國經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)下，必須重視資源和能源利用效率的提高，尤其要重視在第二產(chǎn)業(yè)制造業(yè)體系中資源和能源利用效率的提高。改變以往粗放的作業(yè)方式，用能源效率的提高，促進經(jīng)濟增長，使節(jié)約資源成為國民經(jīng)濟發(fā)展的新的增長點。

第三，重視交通行業(yè)在國民經(jīng)濟體系中的基礎(chǔ)性作用。交通行業(yè)是我國國民經(jīng)濟體系中的基礎(chǔ)，在很大程度上決定了我國國民經(jīng)濟增長的速度，或是成為國民經(jīng)濟增長的瓶頸。因此，必須考慮到交通行業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)濟發(fā)展的巨大作用和巨大潛力，推進高速鐵路的發(fā)展，提高運力，推動工業(yè)農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

參考文獻：

[1] 宋向東，郭騰.基于Benford法則的克強指數(shù)的可靠性研究[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2014，(31)：6-8.

[2] 張瀟方，張應(yīng)應(yīng).克強指數(shù)反映中國經(jīng)濟現(xiàn)實狀況的優(yōu)越性研究[J].統(tǒng)計與決策，2014，(22)：30-32.

[3] 吳宇暉，張昱，付淳宇.也談“克強經(jīng)濟學(xué)”[J].華東經(jīng)濟管理，2015，(1)：1-7.

[4] 王浩潤，孫英雋.我國股票價格指數(shù)與“克強指數(shù)”的關(guān)系研究[J].中國林業(yè)經(jīng)濟，2015，(2)：5-8.

[5] 余劍秋.關(guān)于“克強指數(shù)”變量對經(jīng)濟增長貢獻程度計量研究[J].合作經(jīng)濟與科技，2015，(11)：12-14.

[6] 郭騰.基于Benford法則的克強指數(shù)的可靠性研究[D].秦皇島：燕山大學(xué)，2014.

[7] 劉慧.“克強指數(shù)”與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究——基于VAR和VEC模型的實證分析[J].商業(yè)時代，2014，(1)：11-13.

[8] 晏濤.當(dāng)前我國宏觀經(jīng)濟政策取向研究[J].區(qū)域經(jīng)濟評論，2014，(1)：60-64.

[9] 陸偉軍，宋澤龍.中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的相關(guān)因素分析——基于克強指數(shù)的研究[J].商場現(xiàn)代化，2014，(13)：188-189.

[10] 祝煦，黃正勇.“修正的克強指數(shù)”與GDP增長率時間序列建模分析[J].洛陽師范學(xué)院學(xué)報，2014，(11)：110-115.

[11] 黃志敏，慈向陽.“改進的克強指數(shù)”與經(jīng)濟增長實證研究——基于“絲綢之路經(jīng)濟帶”西北五省面板數(shù)據(jù)[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015，(31)：55-57.

[12] 董雨，馬冰.“克強指數(shù)”2.0版本的構(gòu)造及實證檢驗[J].經(jīng)濟與管理研究，2015，(11)：12-18.

[13] 高宇旺，王華松，代作松.以工業(yè)用電量為主的“克強指數(shù)”指標(biāo)計量分析研究——以山東省為例[J].現(xiàn)代經(jīng)濟信息，2015，(21)：467-469.

[14] 葉允最.廣西工業(yè)總產(chǎn)值與“克強指數(shù)”的關(guān)系研究[J].中國證券期貨，2013，(6)：186-187.