區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

1波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系近年來(lái)，中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展已成為國(guó)內(nèi)外的主要熱點(diǎn)之一。國(guó)內(nèi)外科學(xué)家對(duì)中國(guó)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(jì)發(fā)展的互動(dòng)等進(jìn)行了大量研究。而對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的減損效應(yīng),區(qū)域發(fā)展、市場(chǎng)化、金融深化程度及對(duì)外開(kāi)放程度是否對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與增長(zhǎng)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(dòng)是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)發(fā)生的潛在因素,而生產(chǎn)率變動(dòng)也會(huì)影響長(zhǎng)期的增長(zhǎng)之后,國(guó)外越來(lái)越多學(xué)者從理論和實(shí)證上研究波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的影響。Blackburn等基于“干中學(xué)”思想建立模型,得到當(dāng)經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí),當(dāng)前生產(chǎn)活動(dòng)的減少會(huì)損害將來(lái)生產(chǎn)率水平,認(rèn)為波動(dòng)有損長(zhǎng)期增長(zhǎng)。因企業(yè)事先選擇技術(shù),經(jīng)濟(jì)波動(dòng)使企業(yè)偏離其最小有效規(guī)模,造成資源浪費(fèi)和無(wú)效率,意味著經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)降低平均產(chǎn)出,且當(dāng)期波動(dòng)通過(guò)“干中學(xué)”的機(jī)制對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)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(dòng)分解為階段內(nèi)(within-phase)和階段間(between-phase)波動(dòng),發(fā)現(xiàn)前者與增長(zhǎng)為正相關(guān),后者與增長(zhǎng)為顯著穩(wěn)健的負(fù)相關(guān),投資率和階段內(nèi)波動(dòng)顯著正相關(guān),與階段間波動(dòng)關(guān)系不顯著。Norrbin和Yigit對(duì)Ramey模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),橫截面模型中波動(dòng)與增長(zhǎng)關(guān)系不穩(wěn)健,但在面板數(shù)據(jù)中,波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的負(fù)作用穩(wěn)健。國(guó)內(nèi)對(duì)區(qū)域波動(dòng)與增長(zhǎng)關(guān)系的研究還剛剛起步。李永友用TARCH-M模型對(duì)中國(guó)1953-2004年經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)行了研究,得出經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有減損效應(yīng),但控制改革開(kāi)放這個(gè)重大制度變量后,波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)卻有正溢出效應(yīng)。盧二坡用省級(jí)面板數(shù)據(jù)和靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動(dòng)態(tài)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型,考察了我國(guó)短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的影響,得到20世紀(jì)90年代后波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(guó)內(nèi)外相關(guān)研究基礎(chǔ)上,在考慮中國(guó)區(qū)域總體發(fā)展水平、金融深化程度、對(duì)外聯(lián)系水平等差異后,利用1978-2007年中國(guó)省級(jí)區(qū)域橫截面與面板數(shù)據(jù),探討區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用方向和影響強(qiáng)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(duì)各省市區(qū)1978-2007年經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)率對(duì)增長(zhǎng)率的波動(dòng)進(jìn)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(zhǎng)率,vi為各省份增長(zhǎng)率的波動(dòng)測(cè)度,β0為常數(shù)項(xiàng),β1為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)方程中穩(wěn)健的L-R變量(初始人均GDP、投資率、人口增長(zhǎng)率等)和政府干預(yù)程度。第二,進(jìn)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(jī)效應(yīng)模型,隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)解釋變量和未觀測(cè)到的個(gè)體效應(yīng)無(wú)關(guān),而固定效應(yīng)模型則沒(méi)有這種假設(shè),且本研究目的包括考察波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(yàn)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(shí)期平均增長(zhǎng)率,vit為第t時(shí)期波動(dòng)的衡量,εit是獨(dú)立同分布的誤差項(xiàng),β2i是地區(qū)固定效應(yīng),代表那些各地區(qū)之間不同而時(shí)間上保持不變的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,β3t為時(shí)間固定效應(yīng),代表那些對(duì)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有共同影響且隨時(shí)間變化的因素(如經(jīng)濟(jì)體制改革、金融體制改革、金融危機(jī)等)。第三,研究不同區(qū)域的結(jié)構(gòu)特征對(duì)波動(dòng)—增長(zhǎng)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(shí)間固定效應(yīng)的共線性較大,為了減小變量估計(jì)的偏差,在考察結(jié)構(gòu)變量的影響時(shí),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(duì)外開(kāi)放和市場(chǎng)化程度等)。以上只考慮波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的單向作用,而Aghion等認(rèn)為,提高長(zhǎng)期生產(chǎn)率的通用技術(shù)(GeneralPurposeTechnologies),減少了從事生產(chǎn)活動(dòng)的資源,產(chǎn)生短期的波動(dòng)。宏觀上,隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高,其金融市場(chǎng)、投資體制等軟環(huán)境及政府宏觀調(diào)控能力會(huì)大幅提高,都會(huì)減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)發(fā)生的可能性與負(fù)面影響。不考慮增長(zhǎng)對(duì)波動(dòng)的反饋,會(huì)使模型產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題,以致模型估計(jì)結(jié)果有偏。因此,考察經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的內(nèi)生性問(wèn)題,解決內(nèi)生性問(wèn)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(jì)波動(dòng)內(nèi)生性問(wèn)題,使對(duì)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(jì)波動(dòng)的工具變量,好的工具變量應(yīng)該能較好地解釋經(jīng)濟(jì)波動(dòng),同時(shí)只通過(guò)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),將其調(diào)整到各地區(qū)各年相對(duì)于1978年累計(jì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),然后將其波動(dòng)作為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的工具變量。2.2數(shù)據(jù)來(lái)源及描述本研究收集到中國(guó)28個(gè)省級(jí)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(méi)列入)。依通常做法,按5年時(shí)間間隔構(gòu)造面版數(shù)據(jù),將1978-2007年劃分為6個(gè)時(shí)間段:1979-1983、1984-1988、1989-1993、1994-1998、1999-2003、2004-2007。所有數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)統(tǒng)計(jì)資料五十五年匯編》和2005-2008《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。主要變量為:(1)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。用t-m+1到t期i地區(qū)不變價(jià)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)差分算術(shù)平均數(shù)表示。(2)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變異系數(shù)表示。(3)金融深度。用全部金融機(jī)構(gòu)的貸款占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。(4)市場(chǎng)化程度。用非國(guó)有經(jīng)濟(jì)職工占總職工的比重表示。(5)其他控制變量。對(duì)外開(kāi)放度用進(jìn)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(zhǎng)率用各時(shí)段期末與期初人口總數(shù)的對(duì)數(shù)差分表示;政府干預(yù)程度用政府消費(fèi)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(jì)波動(dòng)變量及其系數(shù)表1給出了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的橫截面回歸結(jié)果。為了克服可能存在的異方差問(wèn)題,對(duì)模型進(jìn)行了White異方差穩(wěn)健估計(jì)。表1顯示,在沒(méi)有其他控制變量的情況下,波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)作用。加入L-R變量及政府消費(fèi)變量后,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)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(jì)引入經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量和不引入經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量2套變量集,然后將后者估計(jì)模型殘差減去前者估計(jì)模型殘差就是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)自身對(duì)增長(zhǎng)的作用(圖1)?？煽闯?隨著經(jīng)濟(jì)波動(dòng)強(qiáng)度增大,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有下降趨勢(shì)。模型(2)中僅有初始地區(qū)發(fā)展程度和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shuō)明存在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的條件收斂效應(yīng)。如果經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用與投資沒(méi)有關(guān)系時(shí),模型(2)中經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)應(yīng)該不變,然而,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)的減小說(shuō)明投資是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道之一,國(guó)家在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)擴(kuò)張性的財(cái)政政策、貨幣政策的逆周期政策會(huì)減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)帶來(lái)的負(fù)面影響。3.2經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的溢出效應(yīng)對(duì)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(shí)間段進(jìn)行估計(jì),以檢驗(yàn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(lái),經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的溢出效應(yīng)。表2顯示,模型(3)為1979-2007整個(gè)樣本區(qū)間的估計(jì),經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量系數(shù)顯著為負(fù)。模型(4)和模型(5)分別用不同的時(shí)期對(duì)模型進(jìn)行估計(jì),波動(dòng)系數(shù)也顯著為負(fù),可以看出1994年以后經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)要小于1979-1993年間的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù),說(shuō)明1994年后進(jìn)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(duì)波動(dòng)—增長(zhǎng)的關(guān)系有一定的影響,但是還不足以改變波動(dòng)與增長(zhǎng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。模型(6)-(8)也驗(yàn)證了這一點(diǎn),地區(qū)和時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型中經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(shí)期效應(yīng)出現(xiàn)多重共線性。因此總體上經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)有負(fù)作用,負(fù)作用強(qiáng)度隨中國(guó)改革深化及國(guó)家執(zhí)行逆經(jīng)濟(jì)周期的財(cái)政政策能力的提高而減弱。3.3變量估計(jì)結(jié)果通過(guò)將地區(qū)特征變量與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)引入模型來(lái)考察地區(qū)特征對(duì)波動(dòng)—增長(zhǎng)關(guān)系的影響,限于篇幅,且總投資率、人口增長(zhǎng)率和政府消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(gè)變量估計(jì)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(wú)金融深化程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。模型(9)說(shuō)明了金融深化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。模型(10)中金融深化程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量交互項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正,說(shuō)明隨金融深化程度的提高,波動(dòng)與增長(zhǎng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系逐漸減弱。與Hnatkovska和Loayza得到的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)波動(dòng)—增長(zhǎng)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(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)逐漸減小。一方面是由于橫截面模型估計(jì)對(duì)樣本選擇的依賴性,另一方面中國(guó)各地區(qū)的金融深化程度還都處于較低水平,金融深化會(huì)減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng),同時(shí)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。此時(shí)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的邊際影響為(因?yàn)槲覀優(yōu)榱藴p少經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變異系數(shù)偏離正態(tài)分布的程度而對(duì)其取了對(duì)數(shù)):根據(jù)式(9),用各地區(qū)1979-2007年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際影響(表4)?？砂l(fā)現(xiàn),波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域異質(zhì)性表現(xiàn)在不同地區(qū)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響強(qiáng)度的差異,而非表現(xiàn)在不同區(qū)域波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)影響方向的不一致,進(jìn)一步驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)關(guān)系在空間上的穩(wěn)健性。3.3.2市場(chǎng)化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)的影響模型(11)和(12)分別給出了有、無(wú)市場(chǎng)化程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。模型(11)證實(shí)了市場(chǎng)化程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著的正向作用。模型(12)中市場(chǎng)化程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著,說(shuō)明市場(chǎng)化程度減小了波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)作用,與盧二坡的研究結(jié)果一致。用上述方法計(jì)算了各個(gè)地區(qū)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響強(qiáng)度的差異(表4)。3.3.3開(kāi)放程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的交互項(xiàng)在國(guó)家總體發(fā)展程度差異更大的跨國(guó)研究中,Hnatkovska和Loayza發(fā)現(xiàn)總體發(fā)展程度較低的國(guó)家,波動(dòng)和增長(zhǎng)有負(fù)的相關(guān)關(guān)系;中等發(fā)展程度國(guó)家波動(dòng)和增長(zhǎng)關(guān)系不明顯;高發(fā)展程度國(guó)家波動(dòng)和增長(zhǎng)則為正相關(guān)關(guān)系。模型(13)給出了我們的估計(jì)結(jié)果,雖然初始地區(qū)總體發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的交互項(xiàng)在1%水平上顯著,似乎說(shuō)明了地區(qū)總體發(fā)展程度會(huì)減小波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)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(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)初始地區(qū)總體發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的交互項(xiàng)與初始地區(qū)發(fā)展程度存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)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(duì)波動(dòng)—增長(zhǎng)關(guān)系有顯著的影響。模型(14)和(15)給出了有、無(wú)對(duì)外開(kāi)放程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。模型(14)顯示對(duì)外開(kāi)放程度會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,但不顯著。模型(15)顯示對(duì)外開(kāi)放程度邊際顯著,但對(duì)外開(kāi)放程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量的交互項(xiàng)并不顯著,可能的原因是對(duì)外開(kāi)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(jì)波動(dòng),同時(shí)也使區(qū)域經(jīng)濟(jì)易受到外部市場(chǎng)的沖擊,兩方面作用相互抵消。因此,對(duì)外開(kāi)放程度并沒(méi)有顯著地減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)。3.3.4進(jìn)一步的討論解釋波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系,還要考慮經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的內(nèi)生性問(wèn)題。處理變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題常用的方法是工具變量法,進(jìn)行兩階段最小二乘(2sls)估計(jì)。進(jìn)行結(jié)果解讀前,首先檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否存在內(nèi)生性,即構(gòu)造一個(gè)Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)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(jì)波動(dòng)外生的假設(shè)。其次,還要檢驗(yàn)所選工具變量的合理性,涉及兩個(gè)方面問(wèn)題:一是工具變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)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(duì)應(yīng)的P值可以檢驗(yàn)第一個(gè)問(wèn)題,檢驗(yàn)結(jié)果表明,選擇的工具變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有顯著解釋力。對(duì)于第二個(gè)問(wèn)題,按照Keane和Runkle建議,構(gòu)造hausman檢驗(yàn),在工具變量與方程殘差無(wú)關(guān)的原假設(shè)下,固定效應(yīng)兩階段最小二乘估計(jì)量是一致且有效估計(jì)量,一階差分兩階段最小二乘估計(jì)量是一致但不是有效估計(jì)量;反之,只有一階差分兩階段最小二乘估計(jì)量是一致估計(jì)量。結(jié)果說(shuō)明我們不能拒絕工具變量與方程殘差無(wú)關(guān)的假設(shè)。因此采用固定效應(yīng)兩階段最小二乘估計(jì)(表5)。通過(guò)對(duì)比表3和表5,可以發(fā)現(xiàn):(1)考慮了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)內(nèi)生性的模型,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)更大,以模型(16)為例,考慮了波動(dòng)內(nèi)生性的模型中,波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)的負(fù)作用(不考慮金融深化程度帶來(lái)的非線性影響)是未考慮內(nèi)生性時(shí)的約5倍?？梢酝茢?波動(dòng)和增長(zhǎng)由于同時(shí)和另一個(gè)變量作用而存在正的聯(lián)系或者增長(zhǎng)對(duì)波動(dòng)有正的反饋?zhàn)饔?一旦控制住這種正的聯(lián)系,波動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)就具有更大的減損效應(yīng)。(2)金融深化程度和市場(chǎng)化程度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)交互項(xiàng)仍在1%水平上顯著,證明了兩者減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減損效應(yīng)的穩(wěn)健性。4經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與增長(zhǎng)關(guān)系運(yùn)用橫截面和面板兩種數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)