基于貝葉斯分位回歸計量模型的經(jīng)濟增長收斂性實證分析

曹學鋒，吳麗雯

（黃岡師范學院 數(shù)理學院，湖北 黃州 438000）

0 引言

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，由于各地區(qū)的地理位置、自然條件、社會環(huán)境等各因素的不同，可能導致各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度不同，因此存在地區(qū)經(jīng)濟差距屬于正?，F(xiàn)象[1,2]。但是，如果不對各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展進行調(diào)節(jié)，任由經(jīng)濟發(fā)展差距不斷增大，則可能出現(xiàn)兩極分化，不利于中西部地區(qū)的發(fā)展。這是由于“極化效應(yīng)”會導致中西部地區(qū)的生產(chǎn)要素流向東部地區(qū)，使得本就落后省份本就短缺的資源更加稀少，進一步阻礙其經(jīng)濟的發(fā)展，此外，地區(qū)經(jīng)濟差距過大會促進封閉市場的形成，促使地方保護主義抬頭，阻礙必要的區(qū)域分工，從而導致我國經(jīng)濟發(fā)展速率低下，進而影響整個社會發(fā)展，甚至可能由于經(jīng)濟差距過大引發(fā)民族矛盾，威脅社會穩(wěn)定。

對經(jīng)濟增長收斂性問題進行研究，有利于減小各個地區(qū)間經(jīng)濟增長的差距，促進各地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展，提高資源配置和經(jīng)濟效率。中國經(jīng)濟增長率的特征為非對稱性和異方差性，傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長的模型一般用來研究同質(zhì)性經(jīng)濟問題，不能解決各個經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的異質(zhì)性問題。此外，針對經(jīng)濟問題，經(jīng)濟變量的尾部特征是研究重點，而傳統(tǒng)的回歸分析方法主要研究協(xié)變量對響應(yīng)變量均值的影響，忽略了其對響應(yīng)變量分布尾部的影響?；诖耍疚臉?gòu)建了基于貝葉斯分位回歸計量模型，以研究中國經(jīng)濟增長的收斂性。

1 基于貝葉斯的經(jīng)濟增長收斂模型的分析

1.1 經(jīng)濟增長收斂模型的建立

針對經(jīng)濟問題，大部分經(jīng)濟變量的分布參數(shù)并不是定值，因此將“總體分布參數(shù)是固定的常數(shù)”作為基本觀點的經(jīng)典統(tǒng)計不能用來研究該問題。而在貝葉斯理論體系中參數(shù)是一個隨機變量，可以解決小樣本條件下假設(shè)檢驗和參數(shù)估計問題。因此，本文建立基于貝葉斯的非參數(shù)異質(zhì)性絕對經(jīng)濟增長收斂模型。

如果隨機變量ui，T服從非對稱Laplace分布，那么密度函數(shù)為：

此時，可利用貝葉斯方法來計算增長模型的分位回歸估計。利用非對稱Laplace分布構(gòu)建的模型的似然函數(shù)為：

其中，y=(y1，0，T，y2，0，T，…，yn，0，T)'，X=(x1，x2，…，xn)'。若參數(shù)的先驗分布為：

π(θ，σ)= π(θ)π(σ)

則根據(jù)貝葉斯公式，模型參數(shù)的后驗分布為：

美國科技界認為會聚已經(jīng)成為推動生物科技革命的戰(zhàn)略思想和方法，代表了未來科研發(fā)展的新方向。理論界不僅分析了會聚項目的前沿性、社會性，也探討了新型科研組織形式以及會聚研究發(fā)展可能帶來的社會影響。這既是對科技潛在前沿的探索，也是對科技自身發(fā)展方式的思考，體現(xiàn)了美國科技界居安思危、進一步求新求變、先發(fā)制人的戰(zhàn)略思維。

1.2 模型參數(shù)的MCMC模擬

參數(shù)θ的后驗條件分布的具體分布形式無法表示，因此需要通過數(shù)據(jù)擴充來實現(xiàn)對θ的Gibbs抽樣，非對稱Laplace分布的隨機變量可以表示為正態(tài)分布和指數(shù)分布的線性組合：

其中，wi～ exp(-wi/σ)，vi～ N(0，1)，φ=(1-2τ)/(τ(1- τ))，η=2/(τ(1-τ))。因此：

由此，yi，0，T可以看做服從均值為方差為η2σwi的正態(tài)分布，模型似然函數(shù)為：

其 中 ，w=(w1，w2，…，wn)'，假 設(shè)參數(shù) θ 的完全條件分布為：

wi的完全條件分布為：

假設(shè)初始值 Θ=(θ(0)，w(0)，σ(0))，則第 k-1次的模擬樣本為 Θ=(θ(k-1)，w(k-1)，σ(k-1))，則第 k 次迭代可描述為：

重復上述過程可以實現(xiàn)模型參數(shù)的MCMC模擬。

2 我國經(jīng)濟增長收斂性分析

GDP是現(xiàn)代國民經(jīng)濟核算體系的核心指標,在一定程度上可以反映一個國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況以及人民生活水平。通過對我國GDP數(shù)據(jù)的分析，能夠研究我國的經(jīng)濟狀況和發(fā)展情況，這有利于經(jīng)濟政策的制定和對各地區(qū)的管理。因此，利用1978—2016的我國的GDP數(shù)據(jù)，分析其增長率情況，從而研究經(jīng)濟增長的收斂性。

2.1 不同時段經(jīng)濟增長的收斂性

2.1.1 模型求解

通過《中國統(tǒng)計年鑒》中的1978—2016年的我國各省的GDP數(shù)據(jù)，分析其年均增長率與期初GDP的關(guān)系。由于1992年的大規(guī)模股份制改造對我國的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響，因此，將其作為時間節(jié)點，將這38年進行劃分。對這三個時段的GDP數(shù)據(jù)進行分位回歸分析，其結(jié)果如表1所示。

2.1.2 結(jié)果分析

由表1可知，1978—1991年，我國各省經(jīng)濟增長率在各分位點的收斂系數(shù)均為負值，相應(yīng)的估計值分別為-0.2598、-0.2427、-0.2217、-0.2326、-0.2650，人均 GDP的變化趨勢與期初人均GDP的變化趨勢相反，在經(jīng)歷比較落后的省份，其人均增長率較高，具有全局絕對收斂性；1992—2016年間，我國各省份經(jīng)濟增長率在除0.25以外的4個分位點的收斂系數(shù)均為正值，其相應(yīng)的估計值分別為0.0249、0.0086、0.1216、0.0416，在分位點0.25的收斂系數(shù)的估計值為-0.0096，這表示在該時段內(nèi)，經(jīng)濟增長的相關(guān)性較差，存在明顯的異質(zhì)性，經(jīng)濟增長絕對收斂不穩(wěn)定，處于波動中，不存在全局絕對收斂性。

究其原因，1992年的大規(guī)模股份制改造對改革開放以來經(jīng)濟增長收斂有重要的影響，尤其在1992年以后，中國經(jīng)濟發(fā)展進一步加快，東、西部經(jīng)濟發(fā)展的差距逐漸增大，各省區(qū)經(jīng)濟增長存在明顯的異質(zhì)性[4]。然而，1978—2016年，我國各省份的經(jīng)濟增長率在這各分位點的收斂系數(shù)的估計值分別為-0.2065、-0.2580、-0.2140、-0.2641、-0.3829，均為負數(shù)，這表示從長遠考慮，全局絕對收斂性是我國經(jīng)濟增長的一個特性，只是其收斂速度較慢。

此外，1978—1991年，我國各省經(jīng)濟增長率在各個分位點收斂系數(shù)的估計值相差很小，而1992—2016年這段時間內(nèi)，各收斂系數(shù)的估計值相差較大。這表示，在第一個時段內(nèi)，中國各省的經(jīng)濟增長具有同質(zhì)性，但是1992年以后，由于大規(guī)模的股份制改造以及地理位置、自然環(huán)境、人文因素等的差異，我國各省的經(jīng)濟發(fā)展不均衡，各省份具有一定的經(jīng)濟差距，屬于經(jīng)濟增長的異質(zhì)性。

表1 1978—2016年GDP分位回歸結(jié)果

2.2 影響經(jīng)濟增長收斂性的因素

2.2.1 參數(shù)模擬

對1992—2016年的GDP數(shù)據(jù)做進一步研究，分析各個影響因素與對經(jīng)濟增長的關(guān)系。研究結(jié)果如下頁表2所示。

2.2.2 結(jié)果分析

由表2可知，各個政策變量對不同區(qū)域的影響有差異。我國各省從1992年到2016年的經(jīng)濟增長率在各個分位點處的收斂系數(shù)的估計值分別為-0.3808、-0.1804、-0.0652、-0.0503、-0.0731。估計值均為負表示在該時段內(nèi)經(jīng)濟增長為全局條件收斂；5個分位點處的估計值不同，表示不同區(qū)域的局部條件收斂速度具有差異性。

表2 1992—2016年GDP影響因素分解

3 促進經(jīng)濟增長的對策建議

經(jīng)濟增長是一個國家經(jīng)濟發(fā)展關(guān)鍵，過大的經(jīng)濟差距會使國家整體經(jīng)濟的效率下降，對資源的配置產(chǎn)生不利影響，因此政府希望本國地區(qū)間能夠協(xié)調(diào)一致的不斷發(fā)展，實現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟增長的收斂[6]。此外，地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的不平衡會引起收入分配的失衡,從而降低社會的整體福利水平。因此，只有縮小經(jīng)濟差距才能促進一個國家的經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展?；诖?，政府應(yīng)采取相應(yīng)的政策和措施來縮小地區(qū)間的差距，促進經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（1）改善中西部的資本狀況

由于東部地區(qū)在利用資本方面具有規(guī)模效應(yīng)和比較優(yōu)勢，中、西部地區(qū)的一些個人和單位為了獲得更好的發(fā)展機會或更多的投資利潤，便通過各種方式在沿海地區(qū)投資，基于這種情況，為了獲得較高的利潤，便通過各種渠道從西部地區(qū)轉(zhuǎn)移到東中部地區(qū)。政府可以積極發(fā)展地區(qū)性商業(yè)銀行和非銀行金融機構(gòu)來促進資本的合理配置和流動，活躍本地各種資本的融通[7]。此外，加強建設(shè)中、西部非銀行金融機構(gòu)體系，促進儲蓄轉(zhuǎn)化為投資，從而改變中、西部地區(qū)單純依賴銀行信用將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的現(xiàn)狀。

為了能夠發(fā)揮資本的收斂作用，應(yīng)優(yōu)化投資環(huán)境，積極吸引各種投資向中、西部地區(qū)擴展；進一步制定和完善財務(wù)轉(zhuǎn)移支付制度，提高中央財政對中西部經(jīng)濟落后地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的量；提高中、西部地區(qū)資本的邊際收益，增強積累資本的能力；降低交易成本，提高投資回報率，以吸引包括外商直接投資在內(nèi)的各種投資，改變東北和中西部地區(qū)資本分布不均的現(xiàn)狀，以使經(jīng)濟增長收斂，地區(qū)差距縮小。

（2）調(diào)節(jié)勞動力在各省的分布情況

1992年以來勞動力的投入量上的差異導致東中西部各省份經(jīng)濟增長差異的擴大，因此可以通過調(diào)節(jié)各省之間的勞動力的分布來合理配置資源，從而縮小各地區(qū)的經(jīng)濟差異[8]。這需要進一步結(jié)合實際情況，通過相關(guān)措施解決落后地區(qū)因配置不合理，勞動力投入量不足而引起的經(jīng)濟增長緩慢的問題，促進其經(jīng)濟發(fā)展，從而形成合理的區(qū)域資源配置狀況，縮小各省份的經(jīng)濟發(fā)展差距。

（3）提高要素投入在中西部經(jīng)濟發(fā)展中的效率

投資和勞動力在效率上的差異是增大各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異的重要因素。投資與勞動力的投入可以推動地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，從長遠考慮，其效率的提高是保持經(jīng)濟快速發(fā)展的關(guān)鍵。而目前很多粗放增長戰(zhàn)略造成了部分地區(qū)投資效率低下[9]，經(jīng)濟發(fā)展緩慢，也正是低下的要素投入效率導致各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差距進一步增大。

因此，針對中、西部的實際情況，可以采取多種方式，靈活多樣地引進技術(shù)人才以盡可能多地吸納有用人才；政府應(yīng)改變傳統(tǒng)的教育模式，使其多樣化，加大對西部的教育投資；加強地區(qū)間的交流與合作，在制度上為技術(shù)的發(fā)展提供便利；加強基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，如通信、交通等。增強與科研機構(gòu)、高等院校以及東部地區(qū)企業(yè)的合作。這有利于技術(shù)的擴散和創(chuàng)新，提高勞動和資本的利用效率。