基于VAR的吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析

張 權(quán)，唐 葵

（1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430072；2.上海大學(xué) 國(guó)際工商管理學(xué)院，上海 200444）

基于VAR的吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析

張 權(quán)1，唐 葵2

（1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430072；2.上海大學(xué) 國(guó)際工商管理學(xué)院，上海 200444）

文章以吉林省1978～2007年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)和模型，從長(zhǎng)期均衡角度，對(duì)吉林省地方財(cái)政支出、銀行信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易總額與吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：地方財(cái)政支出、銀行信貸規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不顯著，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用顯著，屬于“進(jìn)口”拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；地方財(cái)政支出；信貸規(guī)模；對(duì)外貿(mào)易；模型

1 模型、變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR）把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，可以用來(lái)刻畫(huà)和描述幾個(gè)變量之間共同變動(dòng)的關(guān)系，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型，它常常用于預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。通過(guò)其變形（模型的移動(dòng)平均形式）還可以計(jì)算出其中一個(gè)變量的微小變化對(duì)其他變量產(chǎn)生的影響。VAR模型可以表示為：

其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)，A1,A2,…,Ap是k×k維被估計(jì)的系數(shù)矩陣，是維擾動(dòng)向量。

我們?cè)诖藨?yīng)用VAR模型來(lái)考察財(cái)政支出、信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。本文選取與吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況密切相關(guān)的國(guó)民生產(chǎn)總值、財(cái)政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易四個(gè)變量。

（1）國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）。該指標(biāo)反映吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，選取年按三大產(chǎn)業(yè)核算的吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值。

（2）財(cái)政支出規(guī)模（CZZC）。該指標(biāo)選取年吉林省地方財(cái)政本年支出的決算數(shù)。

（3）銀行信貸規(guī)模（YHXD）。該指標(biāo)選取年吉林省銀行各項(xiàng)貸款余額，包括：短期貸款、中長(zhǎng)期貸款、委托貸款、票據(jù)貸款等。

（4）外貿(mào)總額（WMZE）。該指標(biāo)反映吉林省對(duì)外貿(mào)易情況，選取年吉林省對(duì)外貿(mào)易總額，包括進(jìn)口總額和出口總額。

為消除物價(jià)上漲因素的影響,本文以年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行調(diào)整，同時(shí)為消除數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值、財(cái)政支出規(guī)模、銀行信貸資金規(guī)模、外貿(mào)總額四個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，對(duì)數(shù)變換后的數(shù)據(jù)分別用LnGDP、LnCZZC、LnYHXD、LnWMZE表示。本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于年《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 實(shí)證分析過(guò)程

2.1 協(xié)整關(guān)系分析

協(xié)整分析是研究非平穩(wěn)時(shí)間序列相關(guān)關(guān)系的有效方法，它是從經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)所顯示的關(guān)系出發(fā)，判定變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整分析適用于檢驗(yàn)兩個(gè)（或以上）變量之間是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)時(shí)間序列變量間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)原理，首先要進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果變量都是單整變量，只有當(dāng)它們的單整階數(shù)相同才能協(xié)整。

（1）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用 ADF（Augmented Dickey-Fuller test）方法，檢驗(yàn)上述各時(shí)間序列變量的穩(wěn)定性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由檢驗(yàn)可知，四個(gè)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以是一階單整序列I（1）。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2 變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（2）協(xié)整檢驗(yàn)分析

如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的則稱(chēng)這些變量之間存在協(xié)整（Cointegration）關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映了變量之間存在的一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在的顯著性水平上，變量之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明吉林省的國(guó)民生產(chǎn)總值、財(cái)政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易這四個(gè)變量之間存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以說(shuō)明變量之間存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否具有因果性還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法要檢驗(yàn)的就是這類(lèi)的因果關(guān)系是否存在。吉林省國(guó)民生產(chǎn)總值、財(cái)政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易這四個(gè)變量的Granger在的顯著性水平上因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可以看出，國(guó)民生產(chǎn)總值與財(cái)政支出規(guī)模不存在雙向Granger因果關(guān)系，國(guó)民生產(chǎn)總值是財(cái)政支出規(guī)模的Granger原因，而財(cái)政支出規(guī)模卻不是國(guó)民生產(chǎn)總值的Granger原因；國(guó)民生產(chǎn)總值與銀行信貸規(guī)模也不存在雙向Granger因果關(guān)系，國(guó)民生產(chǎn)總值不是銀行信貸規(guī)模的Granger原因，銀行信貸規(guī)模也不是國(guó)民生產(chǎn)總值的原因；國(guó)民生產(chǎn)總值與對(duì)外貿(mào)易總額也不存在雙向因果關(guān)系，對(duì)外貿(mào)易總額的增長(zhǎng)是吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻不是對(duì)外貿(mào)易總額的增長(zhǎng)的Granger原因。

2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差變化大小的反應(yīng)，即用來(lái)衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來(lái)值的影響。圖1、2、3、4是VAR對(duì)（3）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內(nèi)生變量對(duì)沖擊的響應(yīng)程度。實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值隨時(shí)間的變化路徑，兩側(cè)虛線為響應(yīng)函數(shù)值加、減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。圖1反映GDP對(duì)其自身的一個(gè)信息的沖擊，在第一期就有一個(gè)正的效應(yīng)，然后衰減，到第二期又開(kāi)始逐漸增強(qiáng)，并在第四期達(dá)到最高，以后逐期回落，到第八期轉(zhuǎn)為零。圖2反映GDP對(duì)財(cái)政支出的一個(gè)信息的沖擊，在第一期效應(yīng)不明顯，第二期開(kāi)始增強(qiáng)，以后各期逐漸增強(qiáng)到第七期達(dá)到最大，以后緩慢回落，但仍保持正的效應(yīng)。圖3反映GDP對(duì)銀行信貸的一個(gè)信息的沖擊，在整個(gè)期間效應(yīng)反映不明顯，只是從第六期開(kāi)始有一點(diǎn)點(diǎn)正的效應(yīng)。圖4反映GDP對(duì)對(duì)外貿(mào)易的一個(gè)信息的沖擊，第一期效應(yīng)不明顯，第二期開(kāi)始增強(qiáng)，第三期至第七期有比較平穩(wěn)的正效應(yīng)，以后緩慢回落，從第八期開(kāi)始又比較平穩(wěn)。

方差分解是SIMS于年提出的一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法，通過(guò)將一個(gè)變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，計(jì)算出每一個(gè)變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例，可以了解不同變量的相對(duì)重要性。從圖5可以看出，在GDP的波動(dòng)中，有0～40%的波動(dòng)可以由財(cái)政支出來(lái)解釋?zhuān)?～30%的波動(dòng)可以由對(duì)外貿(mào)易來(lái)解釋?zhuān)珿DP自身的波動(dòng)占了29～100%，銀行信貸的波動(dòng)的解釋部分只占了0%-1%。財(cái)政支出、銀行信貸、對(duì)外貿(mào)易在第一期對(duì)GDP都沒(méi)有影響，從第二期起財(cái)政支出、對(duì)外貿(mào)易開(kāi)始對(duì)GDP產(chǎn)生影響，對(duì)外貿(mào)易對(duì)GDP的影響是迅速的，而財(cái)政支出對(duì)GDP的影響是緩慢的，且對(duì)外貿(mào)易對(duì)GDP的影響要比財(cái)政支出對(duì)GDP的影響大，一直到第七期財(cái)政支出對(duì)GDP的影響才超過(guò)對(duì)外貿(mào)易對(duì)GDP的影響，銀行信貸無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期對(duì)GDP的影響都不顯著。從圖6可以看出，在財(cái)政支出的波動(dòng)中，有6%-36%的波動(dòng)可以由GDP來(lái)解釋?zhuān)?%-8%的波動(dòng)可以由對(duì)外貿(mào)易來(lái)解釋?zhuān)?cái)政支出自身的波動(dòng)占了54%-87%，銀行信貸的波動(dòng)的解釋部分只占了0%-6%。前三期財(cái)政支出自身的波動(dòng)對(duì)財(cái)政支出影響很大，達(dá)到了80%以上，GDP對(duì)財(cái)政支出影響是逐漸減弱的，但是從第三期開(kāi)始，財(cái)政支出自身的波動(dòng)對(duì)財(cái)政支出影響迅速減弱，而GDP對(duì)財(cái)政支出影響則迅速增強(qiáng)，第七期開(kāi)始兩者對(duì)財(cái)政支出影響趨于平穩(wěn)，在整個(gè)期間，銀行信貸、對(duì)外貿(mào)易的波動(dòng)對(duì)財(cái)政支出影響是穩(wěn)定的，一直在8%以下。

3 結(jié)論及政策建議

圖1

圖2

圖3

圖4

圖5

圖6

以上分析可以看出，吉林省財(cái)政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對(duì)外貿(mào)易與吉林省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（1）財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)生的影響不顯著，說(shuō)明在吉林省財(cái)政支出中，生產(chǎn)建設(shè)性支出所占比例較小，非生產(chǎn)建設(shè)性支出所占比例較大，在地方財(cái)力總量不變的情況下，不利于發(fā)揮財(cái)政資金對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，但從另一方面反映出吉林省“公共財(cái)政”建設(shè)達(dá)到了一個(gè)比較高的程度；（2）銀行信貸規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用沒(méi)有體現(xiàn)出來(lái)，說(shuō)明吉林省金融機(jī)構(gòu)的信貸資金投放受非經(jīng)濟(jì)因素影響較大，市場(chǎng)對(duì)信貸資金資源的配置功能體現(xiàn)的不充分，在一定程度上還存在著信貸資金投放結(jié)構(gòu)不合理和效率低下的問(wèn)題,在中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)發(fā)布的2008年年報(bào)中，主要商業(yè)銀行不良貸款率排名吉林省位于第2位，不良貸款比率達(dá)5.08%；（3）對(duì)外貿(mào)易對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用，其中進(jìn)口拉動(dòng)作用明顯，出口不明顯，說(shuō)明吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是“進(jìn)口拉動(dòng)型”經(jīng)濟(jì)，商品出口缺乏競(jìng)爭(zhēng)力，出口增長(zhǎng)主要靠政策扶持。

基于以上研究，本文提出如下建議：（1）加大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，吉林省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還不合理，2007吉林省年三次產(chǎn)業(yè)比重為15.6:45.7:38.7，分別比全國(guó)平均水平高3.9個(gè)百分點(diǎn)、低3.5個(gè)百分點(diǎn)、低0.4個(gè)百分點(diǎn)。在工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)中，支柱產(chǎn)業(yè)所占比重過(guò)大，汽車(chē)、運(yùn)輸設(shè)備、石化、食品產(chǎn)業(yè)占規(guī)模以上工業(yè)的比重為61.5%。從所有制結(jié)構(gòu)看，2007年國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重從過(guò)去的80%降到36%，但規(guī)模以上工業(yè)中國(guó)有資產(chǎn)仍占工業(yè)總資產(chǎn)的67.8%，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不快，總量占GDP的38.8%，不僅與南方發(fā)達(dá)省份存在較大差距，也低于全國(guó)平均水平。從區(qū)域結(jié)構(gòu)看，縣域經(jīng)濟(jì)是發(fā)展中的“短板”，縣域面積占全省總面積的90%以上，人口占近70%，GDP比重卻為50%，縣域規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值比重為21.7%，對(duì)全省工業(yè)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率為26.3%。東、中、西部發(fā)展不平衡，西部地區(qū)發(fā)展相對(duì)滯后。從企業(yè)結(jié)構(gòu)看，大企業(yè)左右經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的特征明顯。中小企業(yè)雖然戶數(shù)在增多，但總量小、實(shí)力弱。以科技創(chuàng)新與成果產(chǎn)業(yè)化為支撐，促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整；（2）積極推進(jìn)和完善“省管縣、鄉(xiāng)財(cái)縣管”的財(cái)政管理體制改革，加大爭(zhēng)取中央財(cái)政資金的力度，降低財(cái)政供養(yǎng)人口，合理擴(kuò)大財(cái)政生產(chǎn)性支出,適度壓縮消費(fèi)性支出，努力提高財(cái)政資金的使用效率；（3）降低信貸資金分配受到的政策性影響，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制對(duì)信貸資金作為生產(chǎn)要素的配置作用，努力提高信貸資金的使用效率；（4）繼續(xù)擴(kuò)大進(jìn)口，特別關(guān)注對(duì)影響全省較大的商品如汽車(chē)零部件、資源性商品在國(guó)際市場(chǎng)的變動(dòng)情況及對(duì)我省進(jìn)口的影響，同時(shí)努力提高出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口。

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（責(zé)任編輯/易永生）

F812.2

A

1002－6487（2010）23－0118-03

國(guó)家社科基金資助項(xiàng)目（08BJY107）；中國(guó)發(fā)展研究基金會(huì)資助項(xiàng)目（2007021）

張 權(quán)(1970-)，男，吉林白山人,博士研究生，講師，研究方向：財(cái)稅理論與實(shí)務(wù)。