經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構、財政收入關聯(lián)的實證檢驗

吳仕宗

（西華師范大學 財務處，四川 南充 637009）

0 引言

2008年以來，我國經(jīng)濟總體發(fā)展出現(xiàn)了資源依賴相對突出的問題，經(jīng)濟增速逐步放慢。而后，借助中共中央“保增長、擴內(nèi)需、調(diào)結構”決策，總體經(jīng)濟出現(xiàn)了止跌回升、逐步走向好轉(zhuǎn)的扭轉(zhuǎn)局勢，而這其中我國各地區(qū)省市的居民收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政收入等方面又出現(xiàn)了相應變化，故而結合上述因素，構建經(jīng)濟增長與財政收入、居民收入、產(chǎn)業(yè)結構及對外開放程度等因素，作為衡量一國經(jīng)濟增長，從中尋找推動其經(jīng)濟進一步增長的途徑具有理論和實踐的意義。

本研究結合我國經(jīng)濟增長過程中各發(fā)展區(qū)域，以區(qū)域經(jīng)濟結構、外貿(mào)依賴程度、民眾收入與財政稅收等要素構建模型驗證變量，并以單位根和協(xié)整檢驗的方式眼整變量選取，并最終以偏最小二乘的方式驗證了研究假設。

1 研究框架與模型

1.1 變量選取與指標釋義

本研究著重針對我國經(jīng)濟發(fā)展過程中，各個區(qū)域的經(jīng)濟結構、居民及農(nóng)村居民收入、外貿(mào)依賴程度等相關要素進行關聯(lián)影響研究，故而按照初始到代理指標模型的邏輯路線，進行模型的變量選取。針對上述各方面，分別以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、民眾（城鎮(zhèn)以及農(nóng)民）收入的GDP占比、對外貿(mào)易依存度等指標構建整個模型的樣本變量選取，涉及指標主要包含區(qū)域國民生產(chǎn)總值比重、第二和第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟占比（非農(nóng)類）、外經(jīng)貿(mào)產(chǎn)業(yè)依存度、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的可支配收入以及純收入，以及人均財政收入，分別由rGDP、fn、wmc、cs、ns、rcz表示，詳細如表1所示。

表1 研究變量選取及其釋義

數(shù)據(jù)區(qū)間說明：選取的數(shù)據(jù)區(qū)間1990～2012年，本文對各數(shù)據(jù)都取自然對數(shù)進行計算。

1.2 研究樣本界定

基于我國各省市地區(qū)發(fā)展的不平衡，以及各地自然與環(huán)境稟賦差異及產(chǎn)業(yè)結構的不同，我國各地在民眾收入，即城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民純收入增長上存在一定的差異；且模型驗證與分析過程中不便對于區(qū)域差異進行深入分析，故而本研究選取在自然環(huán)境、資源稟賦以及經(jīng)濟發(fā)展相近的區(qū)域作為研究考察的區(qū)域，同時結合了各區(qū)域的行政劃分完整性，將研究區(qū)域劃分為如表2所示各區(qū)域。

1.3 初次模型構建

本研究針對現(xiàn)有研究分析，著重選取了我國人均的區(qū)域國民生產(chǎn)總值比重、第二和第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟占比（非農(nóng)類）、外經(jīng)貿(mào)產(chǎn)業(yè)依存度、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的可支配收入以及純收入，以及人均財政收入等指標作為初次建模分析的基礎指標。根據(jù)上述分析，關聯(lián)回歸方程如下：

其中，本研究原始變量均進行了對數(shù)化處理，這主要是由于上述變量的直接數(shù)據(jù)截取分析，是作為非平穩(wěn)單位根序列前提下的均衡，其線性回歸的簡單化容易導致偽回歸分析結果的產(chǎn)生，這主要是由于各研究變量間的多重共線性所造成的，但也易造成被修正處理變量與整體模型間的關聯(lián)或部分均衡可能結果的缺失，那么由此而得的回歸驗證結果對于正確反映本研究間的關聯(lián)是不科學的。

表2 區(qū)域劃分

2 實證研究

2.1 單位根檢驗

本研究結合美國學者Nelson&Plosser(1982)關于宏觀經(jīng)濟時序不穩(wěn)定，以及之后的Stock&Watson(1989)關于因果性檢驗的序列穩(wěn)定性敏感結果的觀點，針對模型構建的第一步做我國產(chǎn)業(yè)結構對應的國民生產(chǎn)總值時序平穩(wěn)性檢驗，同時考慮到實際經(jīng)濟，本研究最終決定以ADF單位根檢驗法進行各對應變量的平穩(wěn)有序性檢驗，各非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)的二階差分結果為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，則可對應存在可能的協(xié)整關聯(lián)。

根據(jù)驗證可知，上述單位根檢驗方法獲得了各變量在5%顯著性水平不能拒絕原假設的驗證結果，也就是存在單位根，故而進行進一步的一階對數(shù)化差分處理，以便獲得變量的穩(wěn)定性，根據(jù)變量對應一階差分的單位根面板檢驗結果可知，驗證方法拒絕了對數(shù)化后的選取變量，即變量獲得一階單整，詳見表3所示。

2.2 協(xié)整檢驗

根據(jù)上述分析，本研究針對的五大變量的一階單整結果，則可以進行滿足協(xié)整條件的面板數(shù)據(jù)協(xié)整驗證。一般而言有Pedroni以及Kao檢驗的Engle and Granger兩步法，以及基于Johansen協(xié)整檢驗，前者主要以協(xié)整回歸殘差形成統(tǒng)計量的檢驗作為協(xié)整檢驗方式，取四個構建組內(nèi)統(tǒng)計量，三個組間統(tǒng)計量；而Pedroni則以面板的ADF、群組ADF檢驗為主要研究手段；Johansen則以協(xié)整檢驗過程中的單體界面作為協(xié)整驗證結果，以獲得面板數(shù)據(jù)的檢驗統(tǒng)計值。

如表4所示，協(xié)整關聯(lián)1～5分別描述了變量人均GDP、非農(nóng)經(jīng)濟占比、人均財政收入間；城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民純收入間；人均GDP、非農(nóng)收入占比間；人均GDP、人均財政收入間；人均GDP、外貿(mào)依存度間；人均GDP、城鎮(zhèn)居民可支配收入間的協(xié)整關聯(lián)。

表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

根據(jù)協(xié)整性檢驗的穩(wěn)定型需求，本研究結合利用Pedroni、Kao以及Johansen檢驗進行了組合的協(xié)整檢驗，根據(jù)上表結果可知，Johansen檢驗與Fisher聯(lián)合跡統(tǒng)計量以及后者的聯(lián)合λ統(tǒng)計均證實了各統(tǒng)計量的四協(xié)整關聯(lián)，Kao檢驗同樣證實了各統(tǒng)計量的1%檢驗顯著性，Pedroni檢驗同樣證實了這一點，不再贅述。

表4 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結果

2.3 模型進一步的偏最小二乘回歸驗證

根據(jù)上述分析，主要針對初次模型（1）中所涉的rGDP、fn、wmc、cs、ns、rcz等對數(shù)化后指標進行基于Engle—Granger兩步法的Johansen協(xié)整檢驗處理，并結合上述處理后的長期均衡以普通最小二乘法(ordinary least squares,OLS)進行回歸驗證。但在此過程中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的GDP占比中的第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)化數(shù)據(jù)尚未獲得驗證通過的結果，對其舍棄則易造成本研究最終結果對于現(xiàn)實的偏離，故而本研究在這一過程中借鑒了偏最小二乘法(Partial least squares regression,PLS)，

由于偏最小二乘集合了典型回歸、多元回歸和主成分(PCR)方法優(yōu)勢，能夠較為積極地克服變量自多重共線性的不良驗證結果偏差。同時，結合本研究的單因變量，故而利用了以下思路構建本研究的變量間關聯(lián)驗證。

按照以變量構建的集合[x0，∧，∧，xn]，形成針對n個觀測變量形成的n維因變量向量以及自變量的n×n觀測方陣，并以PLS方法提取對應的自變量觀測陣成分tk(tk∈[x0，∧，∧，xn])，其中約定tk能最大化攜帶上述組合矩陣中的變異性質(zhì)信心，以避免經(jīng)過ADF以及協(xié)整檢驗后的變量再次多重共線可能，并要求與Y變量組合關聯(lián)最大化，形成最終的自變量矩陣提取成分[t1，∧，tk]的最大精度，則上述PLS借助[t1，∧，tk]進行回歸驗證，形成關于原自變量對應矩陣[x1，∧，xp]量回歸方程。

其中，自變量成分階數(shù)則以現(xiàn)有研究廣泛運用的交差有效性系數(shù)來確定，其折算原理如下：

2.4 模型參數(shù)估計

表5 參數(shù)估計

如上表3所示，結合面板數(shù)據(jù)模型中個體隨機效應模型和時間隨機效應模型的Hausman檢驗弊端，結合個體與時間固定效應模型進行比較，形成本研究最終的個體固定效應模型，其中面板數(shù)據(jù)模型R2獲得0.9948，而修正后的R2則為0.9943，獲得高模型擬合度，對應的F值達到1800.2915，P值對應為0，證實了本驗證選取模型的顯著性，即驗證通過。

本研究選用的固定效應模型結果表明，我國的長三角、東北和環(huán)渤海地區(qū)獲得正數(shù)，證實了其相對較高的自適應能力和規(guī)模發(fā)展，而珠三角以及西南和中部地區(qū)則主要是因為其增量規(guī)模較小，以及相對較高的外部貿(mào)易經(jīng)濟依賴較強。

3 結論

本研究利用ADF檢驗和Johansen協(xié)整檢驗，進行了針對經(jīng)濟增量與居民收入、財政收入和經(jīng)濟結構間關聯(lián)的變量選取，并針對變量的多重共線性進行了模型預測前的檢驗，進而結合我國區(qū)域綜合發(fā)展的程度狀況，在對比偏最小二乘的基礎上，進行了固定效應模型驗證。

本研究實施的各項驗證可以證實一國經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增進結構，以及財政稅收政策與民眾收入水平間的關聯(lián)影響，這些因素不僅推動了我國各地發(fā)展，也各自影響著區(qū)域獲得進一步經(jīng)濟增長的步伐。

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