影響工業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)之因素的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

談?dòng)褎?/p>

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢 430072）

1 固定資產(chǎn)投資和銀行貸款對(duì)工業(yè)產(chǎn)出影響的計(jì)量分析

1.1 數(shù)據(jù)處理

本文選取1999年1月至2008年12月的月度固定資產(chǎn)投資，人民幣貸款和工業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)序列來(lái)建立模型，數(shù)據(jù)來(lái)源為 《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》相關(guān)各期，數(shù)據(jù)處理為EVIEWS5.0?？紤]到物價(jià)因素，以1999年各月CPI為基準(zhǔn)，將上述名義值序列除以相應(yīng)各月的CPI生成剔除物價(jià)因素的實(shí)際值序列。觀(guān)察序列的線(xiàn)圖可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)明顯季節(jié)因素，每年12月數(shù)據(jù)波動(dòng)異常，為此使用X12季節(jié)調(diào)整迭代算法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整剔除原序列中的季節(jié)因素和不規(guī)則因素，保留原序列的趨勢(shì)循環(huán)項(xiàng)以真實(shí)反映原時(shí)間序列運(yùn)動(dòng)的客觀(guān)規(guī)律，處理后的序列為RCI_TC，RBL_TC和RIP_TC。

對(duì)上述序列及其一階和兩階差分序列應(yīng)用ADF方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且采用包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的方程形式，最大滯后為12階，以修正的SIC信息準(zhǔn)則判定。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述三個(gè)序列均為兩階單整的，結(jié)果見(jiàn)表1：

表1 序列及其一階和兩階差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

應(yīng)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的trace檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都表明在5%顯著性水平上存在1個(gè)協(xié)整方程，即上述三個(gè)序列之間存在穩(wěn)定關(guān)系，可以適用VAR和SVAR模型。

1.2 模型建立

建立固定資產(chǎn)投資，銀行貸款和工業(yè)產(chǎn)出三元的VAR（4）模型，滯后階數(shù)由SC和HQ信息準(zhǔn)則判定。

其中：yt是元素為RBL_TC，RCI_TC和RIP_TC的3維內(nèi)生變量列向量，A0為 3×1的常數(shù)向量，A1至A4為3×3的系數(shù)矩陣，et是3維簡(jiǎn)化式殘差向量。

估計(jì)結(jié)果顯示上述VAR模型的絕大部分系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都顯著，且方程的擬合優(yōu)度較高，但是其沒(méi)有給出內(nèi)生變量之間的當(dāng)期關(guān)系，這種當(dāng)期關(guān)系隱藏在擾動(dòng)項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)中，因此通過(guò)相關(guān)矩陣來(lái)判斷擾動(dòng)項(xiàng)之間是否存在同期相關(guān)，結(jié)果見(jiàn)表2。

從表2可以看到實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出方程和實(shí)際固定資產(chǎn)投資，實(shí)際銀行貸款方程的殘差之間的同期相關(guān)系數(shù)大于10%，這表明實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出和實(shí)際固定資產(chǎn)投資，實(shí)際銀行貸款之間存在同期影響，而實(shí)際固定資產(chǎn)投資和實(shí)際銀行貸款方程殘差之間的同期關(guān)系最低，但也大于10%，說(shuō)明這兩者之間也有一定程度同期影響，因此考慮建立SVAR模型。建立固定資產(chǎn)投資，銀行貸款和工業(yè)產(chǎn)出三元的SVAR（4）模型：

其中：yt是元素為RBL_TC，RCI_TC和RIP_TC的3維列向量，B為對(duì)角線(xiàn)元素為1的3×3系數(shù)矩陣，Γ0為3×1的常數(shù)向量，Γ1至Γ4為3×3的系數(shù)矩陣，εt是3維協(xié)方差為單位矩陣的白噪聲向量，即結(jié)構(gòu)式殘差。假設(shè)B是可逆的，則上述結(jié)構(gòu)方程可識(shí)別變?yōu)椋?/p>

要得到結(jié)構(gòu)式模型的唯一估計(jì)參數(shù)，識(shí)別的階條件和秩條件要求簡(jiǎn)化式的未知參數(shù)不比結(jié)構(gòu)式的未知參數(shù)多。k元p階簡(jiǎn)化式模型需估計(jì)的參數(shù)為k2p+(k+k2)/2，k元p階結(jié)構(gòu)式模型需估計(jì)的參數(shù)為k2p+k2，兩者相減需要k(k-1)/2個(gè)限制條件，因此上述模型需要3個(gè)限制條件。

表2 殘差的同期相關(guān)矩陣

根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，施加3個(gè)約束條件為（1）實(shí)際銀行貸款對(duì)實(shí)際固定資產(chǎn)投資的當(dāng)期變化沒(méi)有當(dāng)期反應(yīng)即a12=0；（2）實(shí)際銀行貸款對(duì)實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出的當(dāng)期變化沒(méi)有當(dāng)期反應(yīng)即a13=0；（3）實(shí)際固定資產(chǎn)投資對(duì)實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出的當(dāng)期變化沒(méi)有當(dāng)期反應(yīng)即a23=0。因此上述SVAR模型可識(shí)別，同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)模型根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，因此模型穩(wěn)定，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

1.3 脈沖響應(yīng)分析

本文利用SVAR的目的是從各個(gè)內(nèi)生變量的脈沖反應(yīng)函數(shù)之中發(fā)現(xiàn)沖擊傳遞的方式和特征，重點(diǎn)是實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)實(shí)際銀行貸款和實(shí)際固定資產(chǎn)投資變化沖擊的反應(yīng)，這才具有較強(qiáng)的政策意義。在SVAR中脈沖響應(yīng)函數(shù)是結(jié)構(gòu)化脈沖?yt+q/?εt，圖1依次給出了實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)實(shí)際銀行貸款，實(shí)際固定資產(chǎn)投資和實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出本身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)函數(shù)。

從圖1-1可以看到實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)實(shí)際銀行貸款的變化沖擊有顯著正向反應(yīng)且在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)都維持，這充分說(shuō)明寬松的銀行信貸政策，增加銀行貸款在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)都會(huì)對(duì)工業(yè)產(chǎn)出有較明顯的促進(jìn)作用，但是也應(yīng)看到銀行信貸政策存在較為明顯的時(shí)滯效應(yīng)，從脈沖響應(yīng)圖中反映這種時(shí)滯在10個(gè)月左右。如果根據(jù)這種規(guī)律預(yù)期我國(guó)2009年1季度突然極大寬松的銀行信貸政策對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響應(yīng)在2009年底2010年初較為明顯的顯現(xiàn)出來(lái)。圖1-2反映的是實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)實(shí)際固定資產(chǎn)投資的變化沖擊的反應(yīng)，從整體上看這種反應(yīng)沒(méi)有預(yù)想的強(qiáng)烈，在1-8月的時(shí)間內(nèi)有一個(gè)較短期正向反應(yīng)，說(shuō)明這種作為財(cái)政政策的固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)出僅有一個(gè)短期的輕微促進(jìn)作用，而在長(zhǎng)期開(kāi)始震蕩收斂，甚至在一段時(shí)間內(nèi)呈現(xiàn)負(fù)向反應(yīng)。這種現(xiàn)象正是值得警醒的，它說(shuō)明對(duì)于我國(guó)工業(yè)產(chǎn)出而言，我國(guó)的這種固定資產(chǎn)投資的實(shí)際促進(jìn)作用非常短暫而輕微，究其原因至少包括（1）我國(guó)的固定資產(chǎn)投資相當(dāng)大的比例投資于基礎(chǔ)設(shè)施，而且主要為政府主導(dǎo)型，這種投資方式直接對(duì)工業(yè)投資比例較小且對(duì)民間的工業(yè)投資也有擠出效應(yīng)，從上述脈沖響應(yīng)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，這種政府主導(dǎo)的基礎(chǔ)設(shè)施投資可以增加短期國(guó)民生產(chǎn)總值但對(duì)長(zhǎng)期工業(yè)產(chǎn)出的增加效果較差；（2）我國(guó)固定資產(chǎn)投資的另一個(gè)特點(diǎn)是較大比例投資于房地產(chǎn)，這種房地產(chǎn)投資也可以在短期增加國(guó)民生產(chǎn)總值，但從上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果看其對(duì)相關(guān)工業(yè)的長(zhǎng)期拉動(dòng)作用非常有限；（3）造成這種現(xiàn)象的最重要的原因還在于我國(guó)的工業(yè)產(chǎn)出在過(guò)去10年的時(shí)間內(nèi)已經(jīng)嚴(yán)重依賴(lài)于出口的增長(zhǎng)，是非常嚴(yán)重的外向型工業(yè)增長(zhǎng)路線(xiàn)。

1.4 方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)為我們?cè)u(píng)價(jià)工業(yè)產(chǎn)出對(duì)沖擊的反應(yīng)方向和程度提供了有力工具，而預(yù)測(cè)誤差的方差分解使我們可以進(jìn)一步分析工業(yè)產(chǎn)出的變化中各種沖擊的相對(duì)重要性，因此對(duì)實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出變化進(jìn)行方差分解，圖2依次給出了實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)來(lái)自實(shí)際銀行貸款，實(shí)際固定資產(chǎn)投資以及實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出自身擾動(dòng)的方差分解。

從圖2方差分解圖可以看到在前面10個(gè)月中，實(shí)際銀行貸款變動(dòng)沖擊對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的作用非常微小僅為2%左右，實(shí)際固定資產(chǎn)投資變動(dòng)沖擊對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的作用也僅為7%左右，因此工業(yè)產(chǎn)出的預(yù)測(cè)方差主要來(lái)源于自身占91%左右。這說(shuō)明在短期10月以?xún)?nèi)寬松的銀行信貸政策尚未顯示效果，而積極的固定資產(chǎn)投資政策僅有輕微積極影響，而工業(yè)產(chǎn)出主要由自身的變動(dòng)因素影響。在中長(zhǎng)期寬松的銀行信貸政策開(kāi)始顯示效果，對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響開(kāi)始達(dá)到30～40%的水平，但固定資產(chǎn)投資政策的效果出現(xiàn)衰減，降到3%左右，而工業(yè)產(chǎn)出自身因素的影響雖然開(kāi)始衰減，但在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間后仍占到55%左右的比例。

從上述脈沖響應(yīng)和方差分解的分析來(lái)看，基本的結(jié)論是在中長(zhǎng)期寬松的銀行信貸政策對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)有較明顯促進(jìn)作用，而粗放的固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的帶動(dòng)作用非常有限，同時(shí)工業(yè)產(chǎn)出有著非常強(qiáng)的自身運(yùn)動(dòng)規(guī)律和內(nèi)在影響因素，需要進(jìn)一步分析。

2 進(jìn)出口、消費(fèi)和固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)出影響的計(jì)量分析

從上述分析我們可以看到工業(yè)產(chǎn)出有著非常強(qiáng)的自身運(yùn)動(dòng)規(guī)律和內(nèi)在影響因素，根據(jù)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)理論，工業(yè)產(chǎn)出是國(guó)民生產(chǎn)總值的重要組成部分，可以認(rèn)為其由進(jìn)出口、消費(fèi)和投資來(lái)拉動(dòng)。因此下文將建議一個(gè)進(jìn)出口、消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資和工業(yè)產(chǎn)出的SVAR（4）動(dòng)態(tài)模型來(lái)考察，工業(yè)產(chǎn)出本身的運(yùn)動(dòng)規(guī)律。

2.1 數(shù)據(jù)處理

選取1999年1月至2008年12月的月度固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口總額、工業(yè)產(chǎn)出和社會(huì)消費(fèi)品零售總額數(shù)據(jù)，其中進(jìn)出口總額月度數(shù)據(jù)按月度匯率折算為人民幣。數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》相關(guān)各期和巨靈金融數(shù)據(jù)庫(kù)。然后以1999年各月CPI為基準(zhǔn)，將上述序列的名義值轉(zhuǎn)化為實(shí)際值，同時(shí)使用X12季節(jié)調(diào)整迭代算法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整剔除原序列中的季節(jié)因素和不規(guī)則因素，用RCI_TC，REX_TC，RSC_TC和RIP_TC表示處理后的固定資產(chǎn)投資，進(jìn)出口總額，社會(huì)消費(fèi)總額和工業(yè)產(chǎn)出序列。對(duì)上述序列及其差分序列應(yīng)用ADF方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且采用包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的方程形式，最大滯后為12階，以修正的SIC信息準(zhǔn)則判定。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述四個(gè)序列均為兩階單整的。應(yīng)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的trace檢驗(yàn)表明在5%顯著性水平上存在1個(gè)協(xié)整方程。

2.2 模型建立

建立 REX_TC，RSC_TC， RCI_TC和 RIP_TC的 VAR（6）模型，滯后的階數(shù)由LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，最終預(yù)測(cè)誤差FPE和AIC信息準(zhǔn)則判定，通過(guò)計(jì)算各方程殘差的相關(guān)矩陣發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)化式殘差之間存在不同程度的相關(guān)，因此也建立SVAR（6）模型：

其中：yt是元素為 REX_TC，RSC_TC，RCI_TC 和 RIP_TC的4維列向量，B為對(duì)角線(xiàn)元素為1的4×4系數(shù)矩陣，Γ0為4×1 的常數(shù)向量，Γ1至 Γ6為 4×4 的系數(shù)矩陣，εt是 4 維結(jié)構(gòu)式殘差向量其協(xié)方差為單位矩陣。識(shí)別的階條件和秩條件要求需要k(k-1)/2個(gè)限制條件，因此此模型中需要6個(gè)限制條件。為簡(jiǎn)化這里使用遞歸形式的SVAR模型，即令同期影響方程：Aet=Bεt中A為主對(duì)角線(xiàn)為1的下三角4×4矩陣，B為4×4對(duì)角矩陣，et為簡(jiǎn)化式殘差，εt為結(jié)構(gòu)式殘差。

2.3 脈沖響應(yīng)分析

本脈沖分析的目的在于發(fā)現(xiàn)在工業(yè)產(chǎn)出非常強(qiáng)的自身運(yùn)動(dòng)規(guī)律中進(jìn)出口、消費(fèi)和固定投資究竟起到什么影響作用。

從圖3-1可以看到實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出對(duì)實(shí)際進(jìn)出口總額的變化沖擊有最顯著正向反應(yīng)且在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)都維持，這充分論證了前面提出的觀(guān)點(diǎn)我國(guó)的工業(yè)產(chǎn)出在過(guò)去10年的時(shí)間內(nèi)已經(jīng)嚴(yán)重依賴(lài)于外貿(mào)的增長(zhǎng)，是非常嚴(yán)重的外向型工業(yè)增長(zhǎng)路線(xiàn)。從圖3-3可以看到固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)出出現(xiàn)負(fù)向沖擊影響，這種現(xiàn)象是發(fā)人深思的。工業(yè)產(chǎn)出是國(guó)民生產(chǎn)總值的重要組成部分，因此在宏觀(guān)理論中下述方程應(yīng)該是成立的，RIP_TC=K1×REX_TC+K2×RSC_TC+K3×RCI_TC+ξ，其中K1，K2，K3為比例系數(shù)，ξ為隨機(jī)擾動(dòng)。工業(yè)產(chǎn)出對(duì)固定資產(chǎn)投資的增加的沖擊呈現(xiàn)負(fù)的響應(yīng)，這在前面的政策SVAR（3）中說(shuō)明了固定資產(chǎn)投資政策對(duì)拉動(dòng)工業(yè)增長(zhǎng)無(wú)效，在這里的結(jié)構(gòu)SVAR（4）中則說(shuō)明了，持續(xù)的固定資產(chǎn)投資增加對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的邊際影響已經(jīng)為負(fù)值了。投資作為生產(chǎn)要素投入到生產(chǎn)中時(shí)具有邊際效率遞減規(guī)律，這里的分析應(yīng)該能夠說(shuō)明我國(guó)的固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)生產(chǎn)的邊際效率已經(jīng)很低，甚至為負(fù)值了。圖3-2顯示的是工業(yè)產(chǎn)出對(duì)社會(huì)商品零售總額沖擊的響應(yīng)，它說(shuō)明工業(yè)產(chǎn)出受?chē)?guó)內(nèi)消費(fèi)的影響是非常微小的，這是在發(fā)達(dá)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體國(guó)家是較為罕見(jiàn)的，它或者說(shuō)明我國(guó)的消費(fèi)率太低，甚至低到出現(xiàn)非常嚴(yán)重的強(qiáng)制儲(chǔ)蓄現(xiàn)象，所以消費(fèi)對(duì)工業(yè)產(chǎn)出增加不起作用；或者說(shuō)明我國(guó)的產(chǎn)能?chē)?yán)重過(guò)剩，過(guò)剩到國(guó)內(nèi)的消費(fèi)只能占其非常小的部分。這兩種原因都是較嚴(yán)重的問(wèn)題，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)存在結(jié)構(gòu)性的問(wèn)題。

3 基本結(jié)論與建議

經(jīng)過(guò)本文的分析作者認(rèn)為基本的結(jié)論是：（1）當(dāng)前困難的經(jīng)濟(jì)情況下，增加銀行貸款對(duì)于刺激工業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)來(lái)說(shuō)，應(yīng)該是一個(gè)正確的舉措；（2）繼續(xù)大規(guī)模增加固定資產(chǎn)投資，特別是這種政府主導(dǎo)型的基礎(chǔ)建設(shè)投資對(duì)于短期增加國(guó)民收入可能有積極影響，但在長(zhǎng)期對(duì)于拉動(dòng)工業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)作用微弱；（3）這種政府主導(dǎo)的固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的邊際效率極低；（4）我國(guó)工業(yè)產(chǎn)出在過(guò)去10年的時(shí)間內(nèi)已經(jīng)嚴(yán)重依賴(lài)于外貿(mào)的增長(zhǎng)，是非常嚴(yán)重的外向型工業(yè)增長(zhǎng)路線(xiàn)；（5）消費(fèi)對(duì)我國(guó)工業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)太小。

據(jù)以上分析為改善工業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)情況，本文提出如下建議：（1）在防控嚴(yán)重通脹的情況下盡量保持寬松的銀行信貸政策。（2）要改變我國(guó)投資的方式，改由政府主導(dǎo)的固定資產(chǎn)投資方式為以民間投資為主的產(chǎn)業(yè)投資方式，這樣才能改變投資效率低和投資難以進(jìn)入產(chǎn)業(yè)部門(mén)的問(wèn)題。投資效率是一個(gè)非常重要的問(wèn)題，不僅關(guān)系到經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展還涉及到金融部門(mén)的穩(wěn)定。低的投資效率將會(huì)在寬松的銀行信貸政策下可能又一次形成大量的不良資產(chǎn)，這將使金融部門(mén)失去活力。（3）盡快調(diào)整我國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，不能再繼續(xù)走嚴(yán)重的外向型工業(yè)增長(zhǎng)路線(xiàn)，如果等到主要發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)完全復(fù)蘇，這可能是一個(gè)漫長(zhǎng)的過(guò)程，因此抓住機(jī)遇調(diào)整結(jié)構(gòu)將是積極的策略。（4）要大幅度提振我國(guó)消費(fèi)，緩解較嚴(yán)重強(qiáng)制儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象，要讓工業(yè)產(chǎn)出對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)出現(xiàn)較大的正向響應(yīng)。

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