區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

1波動與經(jīng)濟波動的關(guān)系近年來，中國的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展已成為國內(nèi)外的主要熱點之一。國內(nèi)外科學(xué)家對中國不同規(guī)模的區(qū)域發(fā)展、投資與區(qū)域發(fā)展的關(guān)系、區(qū)域發(fā)展政策與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的互動等進行了大量研究。而對中國區(qū)域經(jīng)濟波動對增長的減損效應(yīng),區(qū)域發(fā)展、市場化、金融深化程度及對外開放程度是否對經(jīng)濟波動與增長的關(guān)系產(chǎn)生影響等方面的研究還很少。在Kydland等、King等與Long等提出生產(chǎn)率的變動是經(jīng)濟波動發(fā)生的潛在因素,而生產(chǎn)率變動也會影響長期的增長之后,國外越來越多學(xué)者從理論和實證上研究波動對長期增長的影響。Blackburn等基于“干中學(xué)”思想建立模型,得到當(dāng)經(jīng)濟蕭條時,當(dāng)前生產(chǎn)活動的減少會損害將來生產(chǎn)率水平,認(rèn)為波動有損長期增長。因企業(yè)事先選擇技術(shù),經(jīng)濟波動使企業(yè)偏離其最小有效規(guī)模,造成資源浪費和無效率,意味著經(jīng)濟波動會降低平均產(chǎn)出,且當(dāng)期波動通過“干中學(xué)”的機制對長期增長產(chǎn)生持久效應(yīng)。Kroft和Ellis在他人基礎(chǔ)研究上,將總體波動分解為階段內(nèi)(within-phase)和階段間(between-phase)波動,發(fā)現(xiàn)前者與增長為正相關(guān),后者與增長為顯著穩(wěn)健的負(fù)相關(guān),投資率和階段內(nèi)波動顯著正相關(guān),與階段間波動關(guān)系不顯著。Norrbin和Yigit對Ramey模型的穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn),橫截面模型中波動與增長關(guān)系不穩(wěn)健,但在面板數(shù)據(jù)中,波動對增長的負(fù)作用穩(wěn)健。國內(nèi)對區(qū)域波動與增長關(guān)系的研究還剛剛起步。李永友用TARCH-M模型對中國1953-2004年經(jīng)濟波動進行了研究,得出經(jīng)濟波動對中國經(jīng)濟增長有減損效應(yīng),但控制改革開放這個重大制度變量后,波動對增長卻有正溢出效應(yīng)。盧二坡用省級面板數(shù)據(jù)和靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型,考察了我國短期波動對長期增長的影響,得到20世紀(jì)90年代后波動對增長總體上有正效應(yīng),但這種效應(yīng)在不同省份間有異質(zhì)性的結(jié)論。下面將在國內(nèi)外相關(guān)研究基礎(chǔ)上,在考慮中國區(qū)域總體發(fā)展水平、金融深化程度、對外聯(lián)系水平等差異后,利用1978-2007年中國省級區(qū)域橫截面與面板數(shù)據(jù),探討區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用方向和影響強度。2模型方法和數(shù)據(jù)2.1固定效應(yīng)模型首先,參照Ramey等的思路,對各省市區(qū)1978-2007年經(jīng)濟平均增長率對增長率的波動進行橫截面分析,回歸模型如式(1):式中:g代表各省份的平均增長率,vi為各省份增長率的波動測度,β0為常數(shù)項,β1為經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響,兩者均為待估系數(shù),ε是回歸殘差。加入其他控制變量后經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長的關(guān)系為:gi=β0+β1vi+β2xi+ε(2)式中:x代表控制變量集,包括增長方程中穩(wěn)健的L-R變量(初始人均GDP、投資率、人口增長率等)和政府干預(yù)程度。第二,進行面板數(shù)據(jù)分析。靜態(tài)面板數(shù)據(jù)可以分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型,隨機效應(yīng)模型假設(shè)解釋變量和未觀測到的個體效應(yīng)無關(guān),而固定效應(yīng)模型則沒有這種假設(shè),且本研究目的包括考察波動對增長的區(qū)域異質(zhì)性及異質(zhì)性的影響因素。這里將采用固定效應(yīng)模型,以檢驗波動對增長的影響是否發(fā)生根本性變化。git=β1vit+β2i+εit(3)式中:git是地區(qū)在第t時期平均增長率,vit為第t時期波動的衡量,εit是獨立同分布的誤差項,β2i是地區(qū)固定效應(yīng),代表那些各地區(qū)之間不同而時間上保持不變的因素對經(jīng)濟增長的作用,β3t為時間固定效應(yīng),代表那些對不同地區(qū)經(jīng)濟增長有共同影響且隨時間變化的因素(如經(jīng)濟體制改革、金融體制改革、金融危機等)。第三,研究不同區(qū)域的結(jié)構(gòu)特征對波動—增長關(guān)系的非線性影響。雖然面板數(shù)據(jù)模型能夠減小變量的多重共線性,由于區(qū)域結(jié)構(gòu)特征與時間固定效應(yīng)的共線性較大,為了減小變量估計的偏差,在考察結(jié)構(gòu)變量的影響時,只用如下地區(qū)固定效應(yīng)模型:git=β1vit+α1x+α2vit×sit+β2i+εit(5)式中:s代表地區(qū)結(jié)構(gòu)特征(總體發(fā)展、金融深化度、對外開放和市場化程度等)。以上只考慮波動對增長的單向作用,而Aghion等認(rèn)為,提高長期生產(chǎn)率的通用技術(shù)(GeneralPurposeTechnologies),減少了從事生產(chǎn)活動的資源,產(chǎn)生短期的波動。宏觀上,隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平提高,其金融市場、投資體制等軟環(huán)境及政府宏觀調(diào)控能力會大幅提高,都會減小經(jīng)濟波動發(fā)生的可能性與負(fù)面影響。不考慮增長對波動的反饋,會使模型產(chǎn)生內(nèi)生性問題,以致模型估計結(jié)果有偏。因此,考察經(jīng)濟波動的內(nèi)生性問題,解決內(nèi)生性問題有效的方法是工具變量法,在地區(qū)固定效應(yīng)模型中使用工具變量可解決經(jīng)濟波動內(nèi)生性問題,使對區(qū)域結(jié)構(gòu)特征的分析結(jié)果更加穩(wěn)健。式中:IV代表經(jīng)濟波動的工具變量,好的工具變量應(yīng)該能較好地解釋經(jīng)濟波動,同時只通過經(jīng)濟波動來影響經(jīng)濟增長。選用居民消費價格指數(shù),將其調(diào)整到各地區(qū)各年相對于1978年累計居民消費價格指數(shù),然后將其波動作為經(jīng)濟波動的工具變量。2.2數(shù)據(jù)來源及描述本研究收集到中國28個省級區(qū)域1978-2007年的數(shù)據(jù)(因重慶、西藏和山西缺失必要數(shù)據(jù)而沒列入)。依通常做法,按5年時間間隔構(gòu)造面版數(shù)據(jù),將1978-2007年劃分為6個時間段:1979-1983、1984-1988、1989-1993、1994-1998、1999-2003、2004-2007。所有數(shù)據(jù)來自《新中國統(tǒng)計資料五十五年匯編》和2005-2008《中國統(tǒng)計年鑒》。主要變量為:(1)經(jīng)濟增長率。用t-m+1到t期i地區(qū)不變價人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)差分算術(shù)平均數(shù)表示。(2)經(jīng)濟波動。用經(jīng)濟增長率的變異系數(shù)表示。(3)金融深度。用全部金融機構(gòu)的貸款占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。(4)市場化程度。用非國有經(jīng)濟職工占總職工的比重表示。(5)其他控制變量。對外開放度用進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示;投資率用固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示;人口增長率用各時段期末與期初人口總數(shù)的對數(shù)差分表示;政府干預(yù)程度用政府消費占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。3成功研究的結(jié)果3.1經(jīng)濟波動變量及其系數(shù)表1給出了各地區(qū)經(jīng)濟增長對經(jīng)濟波動的橫截面回歸結(jié)果。為了克服可能存在的異方差問題,對模型進行了White異方差穩(wěn)健估計。表1顯示,在沒有其他控制變量的情況下,波動對增長有顯著的負(fù)作用。加入L-R變量及政府消費變量后,經(jīng)濟波動變量的系數(shù)有所減小,但仍在1%水平上顯著。在模型(2)中,分別估計引入經(jīng)濟波動變量和不引入經(jīng)濟波動變量2套變量集,然后將后者估計模型殘差減去前者估計模型殘差就是經(jīng)濟波動自身對增長的作用(圖1)?？煽闯?隨著經(jīng)濟波動強度增大,經(jīng)濟增長率有下降趨勢。模型(2)中僅有初始地區(qū)發(fā)展程度和投資對經(jīng)濟增長的作用在5%水平上顯著,初始地區(qū)發(fā)展程度系數(shù)為負(fù),說明存在區(qū)域經(jīng)濟增長的條件收斂效應(yīng)。如果經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用與投資沒有關(guān)系時,模型(2)中經(jīng)濟波動的系數(shù)應(yīng)該不變,然而,經(jīng)濟波動系數(shù)的減小說明投資是經(jīng)濟波動影響經(jīng)濟增長的渠道之一,國家在經(jīng)濟蕭條時擴張性的財政政策、貨幣政策的逆周期政策會減小經(jīng)濟波動帶來的負(fù)面影響。3.2經(jīng)濟波動的溢出效應(yīng)對不添加控制變量的單向固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型及將1979-2007年分為不同時間段進行估計,以檢驗各地區(qū)經(jīng)濟波動對增長關(guān)系是否發(fā)生了顯著變化。劉金全和張鶴的研究表明1990年代以來,經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長有正的溢出效應(yīng)。表2顯示,模型(3)為1979-2007整個樣本區(qū)間的估計,經(jīng)濟波動變量系數(shù)顯著為負(fù)。模型(4)和模型(5)分別用不同的時期對模型進行估計,波動系數(shù)也顯著為負(fù),可以看出1994年以后經(jīng)濟波動系數(shù)要小于1979-1993年間的經(jīng)濟波動系數(shù),說明1994年后進行的企業(yè)體制、教育體制、醫(yī)療體制、住房體制等的改革對波動—增長的關(guān)系有一定的影響,但是還不足以改變波動與增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系。模型(6)-(8)也驗證了這一點,地區(qū)和時間雙向固定效應(yīng)模型中經(jīng)濟波動的系數(shù)遠遠小于地區(qū)單向固定效應(yīng)模型,原因是地區(qū)效應(yīng)和時期效應(yīng)出現(xiàn)多重共線性。因此總體上經(jīng)濟波動對增長有負(fù)作用,負(fù)作用強度隨中國改革深化及國家執(zhí)行逆經(jīng)濟周期的財政政策能力的提高而減弱。3.3變量估計結(jié)果通過將地區(qū)特征變量與經(jīng)濟波動交互項引入模型來考察地區(qū)特征對波動—增長關(guān)系的影響,限于篇幅,且總投資率、人口增長率和政府消費對經(jīng)濟增長的作用方向及顯著性都與橫截面模型分析結(jié)論相似,下面將不再給出這3個變量估計結(jié)果。3.3.1金融深化程度的影響表3的模型(9)和(10)分別給出了有、無金融深化程度與經(jīng)濟波動交互項的估計結(jié)果。模型(9)說明了金融深化程度對經(jīng)濟增長有促進作用。模型(10)中金融深化程度與經(jīng)濟波動變量交互項的系數(shù)在1%水平上顯著為正,說明隨金融深化程度的提高,波動與增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系逐漸減弱。與Hnatkovska和Loayza得到的經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長有著非線性效應(yīng)的結(jié)論相似,但與之不同的是,我們發(fā)現(xiàn)金融深化程度對波動—增長關(guān)系具有線性影響,隨著區(qū)域金融深化程度加深,經(jīng)濟波動對增長的負(fù)效應(yīng)逐漸減小。一方面是由于橫截面模型估計對樣本選擇的依賴性,另一方面中國各地區(qū)的金融深化程度還都處于較低水平,金融深化會減小經(jīng)濟波動,同時促進經(jīng)濟發(fā)展。此時波動對增長的邊際影響為(因為我們?yōu)榱藴p少經(jīng)濟波動變異系數(shù)偏離正態(tài)分布的程度而對其取了對數(shù)):根據(jù)式(9),用各地區(qū)1979-2007年經(jīng)濟增長率的變異系數(shù)和平均金融深化程度,可以得出不同地區(qū)波動對經(jīng)濟增長的邊際影響(表4)?？砂l(fā)現(xiàn),波動對增長影響的區(qū)域異質(zhì)性表現(xiàn)在不同地區(qū)波動對經(jīng)濟增長影響強度的差異,而非表現(xiàn)在不同區(qū)域波動對增長影響方向的不一致,進一步驗證了經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)關(guān)系在空間上的穩(wěn)健性。3.3.2市場化程度對經(jīng)濟波動交互項的影響模型(11)和(12)分別給出了有、無市場化程度與經(jīng)濟波動交互項的估計結(jié)果。模型(11)證實了市場化程度對于經(jīng)濟增長顯著的正向作用。模型(12)中市場化程度與經(jīng)濟波動交互項的系數(shù)在1%水平上顯著,說明市場化程度減小了波動對經(jīng)濟增長的負(fù)作用,與盧二坡的研究結(jié)果一致。用上述方法計算了各個地區(qū)波動對增長的邊際影響,發(fā)現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性同樣表現(xiàn)在不同地區(qū)經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響強度的差異(表4)。3.3.3開放程度與經(jīng)濟波動的交互項在國家總體發(fā)展程度差異更大的跨國研究中,Hnatkovska和Loayza發(fā)現(xiàn)總體發(fā)展程度較低的國家,波動和增長有負(fù)的相關(guān)關(guān)系;中等發(fā)展程度國家波動和增長關(guān)系不明顯;高發(fā)展程度國家波動和增長則為正相關(guān)關(guān)系。模型(13)給出了我們的估計結(jié)果,雖然初始地區(qū)總體發(fā)展程度和經(jīng)濟波動的交互項在1%水平上顯著,似乎說明了地區(qū)總體發(fā)展程度會減小波動對增長的減損效應(yīng),但是初始地區(qū)發(fā)展程度的系數(shù)要明顯小于模型(9)-(12),進一步檢驗發(fā)現(xiàn)初始地區(qū)總體發(fā)展程度和經(jīng)濟波動的交互項與初始地區(qū)發(fā)展程度存在嚴(yán)重的共線性問題,兩者相關(guān)系數(shù)為0.823,因此,不能夠推出地區(qū)總體發(fā)展程度對波動—增長關(guān)系有顯著的影響。模型(14)和(15)給出了有、無對外開放程度與經(jīng)濟波動變量交互項的估計結(jié)果。模型(14)顯示對外開放程度會提高經(jīng)濟增長率,但不顯著。模型(15)顯示對外開放程度邊際顯著,但對外開放程度與經(jīng)濟波動變量的交互項并不顯著,可能的原因是對外開放程度高的地區(qū)能夠更好地利用外部資源以調(diào)節(jié)區(qū)內(nèi)經(jīng)濟波動,同時也使區(qū)域經(jīng)濟易受到外部市場的沖擊,兩方面作用相互抵消。因此,對外開放程度并沒有顯著地減小經(jīng)濟波動對增長的負(fù)效應(yīng)。3.3.4進一步的討論解釋波動對增長的因果關(guān)系,還要考慮經(jīng)濟波動的內(nèi)生性問題。處理變量內(nèi)生性問題常用的方法是工具變量法,進行兩階段最小二乘(2sls)估計。進行結(jié)果解讀前,首先檢驗經(jīng)濟波動是否存在內(nèi)生性,即構(gòu)造一個Hausman檢驗。檢驗結(jié)果(表5)表明,模型(16)和(17)分別在10%和1%水平上拒絕經(jīng)濟波動外生的假設(shè)。其次,還要檢驗所選工具變量的合理性,涉及兩個方面問題:一是工具變量對經(jīng)濟波動的解釋力;二是工具變量是否與方程殘差相關(guān)。第一階段回歸方程的F值及對應(yīng)的P值可以檢驗第一個問題,檢驗結(jié)果表明,選擇的工具變量對經(jīng)濟波動有顯著解釋力。對于第二個問題,按照Keane和Runkle建議,構(gòu)造hausman檢驗,在工具變量與方程殘差無關(guān)的原假設(shè)下,固定效應(yīng)兩階段最小二乘估計量是一致且有效估計量,一階差分兩階段最小二乘估計量是一致但不是有效估計量;反之,只有一階差分兩階段最小二乘估計量是一致估計量。結(jié)果說明我們不能拒絕工具變量與方程殘差無關(guān)的假設(shè)。因此采用固定效應(yīng)兩階段最小二乘估計(表5)。通過對比表3和表5,可以發(fā)現(xiàn):(1)考慮了經(jīng)濟波動內(nèi)生性的模型,經(jīng)濟波動對增長的負(fù)效應(yīng)更大,以模型(16)為例,考慮了波動內(nèi)生性的模型中,波動對增長的負(fù)作用(不考慮金融深化程度帶來的非線性影響)是未考慮內(nèi)生性時的約5倍?？梢酝茢?波動和增長由于同時和另一個變量作用而存在正的聯(lián)系或者增長對波動有正的反饋作用,一旦控制住這種正的聯(lián)系,波動對增長就具有更大的減損效應(yīng)。(2)金融深化程度和市場化程度與經(jīng)濟波動交互項仍在1%水平上顯著,證明了兩者減小經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長減損效應(yīng)的穩(wěn)健性。4經(jīng)濟波動與增長關(guān)系運用橫截面和面板兩種數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)