發布時間:2023-09-22 18:08:45
序言:作為思想的載體和知識的探索者,寫作是一種獨特的藝術,我們為您準備了不同風格的5篇工業經濟增長,期待它們能激發您的靈感。
文中的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》和《煤炭工業年鑒》。為剔除價格因素影響,需將煤炭工業總產值處理為以2000年價格為不變價格的數據。
(一)缺失數據的處理本文的缺失數據為2004年煤炭工業年末平均就業人數,采用均值插補法估計2004年煤炭工業的年末平均就業人數,估計值為406.21萬人。
(二)資本存量的核算投資價格指數選用固定資產投資價格指數。本文參考王玲[3]對煤炭采選業資本存量的計算結果,并利用投資價格指數將其折算為2000年價格為基數的數據。本文選用新增固定資產作為當年投資。統計年鑒中缺少2000-2003年煤炭采選業的固定資產交付使用率。2000-2003年,煤炭采選業占采掘業的工業總產值比重約為30%。故用2000-2003年采掘業的固定資產交付使用率,來估計煤炭采選業的固定資產交付使用率。本文利用固定資產原值和固定資產凈值計算煤炭工業的固定資產折舊率[4]。1986-1991年,我國煤炭工業固定資產折舊率的官方數據在4.43%-4.87%間浮動。隨著現代化煤礦開采的機械設備、材料的更新換代加快,固定資產的折舊率可浮動至10%。故對2009、2010、2012年的折舊率進行調整。計算結果如表1所示。
二、實證分析
(一)回歸分析1.計量檢驗各時間序列的平穩性檢驗結果如表2所示,可知lnY、lnK、lnGL、lnT為一階單整。協整檢驗結果如表3所示。可知,在置信度為95%的水平上,lnY、lnK、lnGL、lnT存在協整關系,即煤炭工業總產值與煤炭工業的資本存量、一般人力資本、科技人才具有長期的動態均衡關系。該模型的各回歸系數的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F(3,13-3-1)=6.99,通過檢驗。R-squared=0.9983,AdjustedR-squared=0.9974,說明該模型的擬合性較好且優于原回歸方程。D.W.=2.1374說明修正后的回歸方程不存在序列相關。
(二)實證結果由上述分析可知,α=1.4815,β=0.4918,γ=0.3518。正規化處理后,α’=0.6372,β’=0.2115,γ’=0.1513。各要素對煤炭工業經濟增長的貢獻率如表4所示。2000-2012年科技進步對煤炭工業經濟增長的貢獻率為68.92%,2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012,科技進步的貢獻率在50%左右波動,說明科技進步是推動煤炭工業發展的重要動力。2000-2012年資本存量對煤炭工業經濟增長的貢獻率為17.22%,在各計算基期,資本存量的貢獻率逐年增加。這是由于各項目的啟動需大量資金支撐,煤炭工業發展呈現對資金的依賴性。2000-2012年一般人力資本、科技人才對煤炭工業經濟增長的貢獻率分別為2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012,科技人才對煤炭工業經濟增長的貢獻率穩定在20%左右。2010-2012年一般人力資本的貢獻率,則由2.6%左右增加到9.69%。原因在于,煤炭“黃金十年”期,煤炭工業的規模急劇擴大,導致就業人數增加,經2004-2006、2007-2009計算基期的累積,集中表現為2010-2012年一般人力資本的貢獻率的驟增。這也與計算模型的選取和計算基期劃分的局限性有關。
三、結論與建議
(一)結論首先,科技人才的產出彈性系數為0.2115,資本和一般人力資本的產出彈性系數分別為0.6372、0.1513。當科技人才、資本存量、一般人力資本的投入增加1%,煤炭工業總產值將分別增加0.21155%、0.6372%、0.1513%。可知,科技人才對煤炭工業經濟增長的驅動性,弱于資本存量對其的驅動性。其次,2000-2012年科技人才對煤炭工業經濟增長的貢獻率為11.48%,且在各計算基期,科技人才的貢獻率在20%左右波動。2000-2012年,科技進步、資本存量、一般人力資本對煤炭工業經濟增長的貢獻率分別為68.92%、17.22%、2.38%。可知,科技人才是推動煤炭工業進步的重要驅動因素。
一、變量及變量的平穩性檢驗
為了考察南通工業經濟增長與勞動、資本、能源消費、科技進步四影響因素之間協整關系,本文首先擇取自1978~2009年間的南通地區工業生產總值及其指數、工業從業人員數、全社會固定資產投資完成額、發電量、各類專業技術人員數(相關數據均來自各年《南通統計年鑒》);其次將南通地區工業生產總值、全社會固定資產投資完成額按1978年不變價格進行調整;最后對各變量取自然對數,從而完成對各數據的預處理工作。
一般地,在分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系時,只有在檢驗變量的平穩性后,才可進一步進行協整分析。如前所述,各經濟變量數據在經過價格指數化處理后,為消除數據中存在的異方差,分別取其對數。南通地區工業生產總值、工業從業人員數、全社會固定資產投資完成額、發電量、各類專業技術人員數之對數值分別記為lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分別使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。ADF檢驗滯后期選取原則是采用降階搜索法,在保證殘差不相關前提下,采用AIC與SC準則,兩者最小時的滯后長度為滯后期。對于回歸中是否包括常數項和線性趨勢項的處理方法,一般地,在回歸中首先包含常數項和線性趨勢項,如果參數檢驗顯著,應在回歸模型中包含,否則應排除之。具體檢驗結果(見表1)。
通過檢驗可知,lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均為一階單整的時間序列,其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩序列。滿足變量協整的條件,即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj間可能存在協整關系。
二、協整分析及檢驗
(一)協整檢驗
協整分析是用于非平穩時間序列變量組成的關系中長期均衡參數估計的技術。目前最常用的協整分析方法是Engle-Granger(EG)兩步法和Johnsen和Juseliu(sJJ)的極大似然法。一般地,對多變量之間的協整關系的檢驗應采用Johnsen檢驗法(即JJ檢驗法)。因使用JJ方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感,故采用AIC準則和SC準則來確定最佳滯后階數,經采用降階搜索法依次驗證,發現當P=1時AIC和SC值最小,故可確定滯后期為1。在滯后期確定后,再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證,然后再對數據進行協整檢驗,檢驗結果(見表2)。
由(表2所示)檢驗結果可知,在5%的顯著水平下,序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在一個協整關系,即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關系,系統遲早能將新息變化帶來的沖擊加以吸收,使系統維持在一個均衡的狀態下運行,協整方程為:ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由協整方程可以看出,投資每增加1個百分點,則南通工業產值增長0.33個百分點;勞動力每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.28個百分點;科技投入每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.06個百分點;能源消費每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.09個百分點。由此可知,投資和南通工業增長存在長期的正向關系,投資對南通工業經濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業經濟增長存在長期的負向關系,與理論上不是很一致,這可能是與當前此三因素對南通工業經濟增長影響力弱有關。
(二)VAR模型估計
根據上面的分析,VAR模型的最優滯后階數為1,在滯后1階的情況下,對VAR(1)模型殘差進行JB正態性檢驗、LM自關檢驗和White異方差檢驗,顯示殘差服從正態分布、無自相關、不存在異方差,且所有特征根根模的倒數都小于1,說明VAR(1)模型的結構是穩定的。VAR(1)模型估計結果(如表3所示)。其中5個回歸函數的可決系數分別達到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932,這足以說明5個回歸函數的擬合程度很好。
(三)向量誤差修正模型(VECM)
Grange(1987)定理證明了協整與誤差修正模型的必然聯系。
只在一組變量之間存在協整關系,一定具有誤差修正模型的表達式存在,即可以建立誤差修正模型。建立在協整理論上的VEC模型既能反映不同經濟序列間長期信息,又能反映短期偏離長期均衡的修正機制,是長短期結合具有高穩定性和可靠性的一種經驗模型,(如表4所示),VEM模型的穩定性條件滿足自相關性檢驗、異方差檢驗和正態性檢驗要求。當以lngy為因變量時,誤差修正系數為-0.177010,符合反向修正機制,表明每年實際的南通工業總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy為因變量的誤差修正模型表達式還反映:lnlab的短期變動對lngy存在正向影響,勞動力投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將增加0.01%;而lnkj的的短期變動對lngy存在反向影響,科技投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將降低0.07%;lncap的短期變動對lngy無影響。
(四)方差分解
方差分解的主要思想是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的部分,從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性,(如表5所示)顯示的是南通工業產值(lngy)的方差分解情況,可以看出能源消費(lnny)和科技投入(lnkj)對南通工業產值(lngy)的影響一直較弱。勞動力(lnlab)和資本投資額(lncap)則有不斷增強的趨勢,且構成對南通工業產值(lngy)最主要的兩個因素,其中資本投資額(lncap)影響最大。
(五)脈沖響應函數
脈沖響應函數描述一個內生變量對誤差的反應。具體地,其反映的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。為充分描述短期內的動態效應,本文采用累積脈沖響應形式。從圖1來看,勞動力(lnlab)的一個標準差的正向沖擊對南通工業產值(lngy)有正向影響,即會導致南通工業產值逐漸增加,最后在第9期以后穩定在0.18左右。這說明勞動力(lnlab)對南通工業產值有長期的正效應,這與協整方程得到的長期均衡關系表現不一致;資本投資額(ncap)的一個標準差的正向沖擊,對南通工業產值(lngy)亦有正向影響,但較勞動力(lnlab)的影響更大,其導致南通工業產值在第4期前增長迅速,然后增長趨緩,至第8期后穩定于0.30附近。這亦反映出資本投資額(ncap)對南通工業產值有長期的正效應;當科技投入(lnkj)出現一個標準差的正向沖擊時,它在1~3期內對南通工業產值(lngy)的影響經歷了先負后正的過程,第4期到達峰值00.004附近,然后緩慢趨于0值,但這也與長期協整關系的結果稍有不同;能源消費(lnny)的一個標準差的正向沖擊,對南通工業產值(lngy)有負向影響。其導致南通工業產值第2期到達峰值-0.007附近,然后緩慢趨于0值。總之,可看出上述四因素中,勞動力(lnlab)和資本投資額(ncap)對南通工業產值(lngy)的影響較大;科技投入(lnkj)和能源消費(lnny)的影響很小,這與前面方差分析中的結論一致。
三、格蘭杰因果關系檢驗
由協整檢驗結果可知,序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在長期的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系的方向如何,有待進一步驗證。此處分別對序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列進行了格蘭杰因果檢驗,選取滯后1~6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關系的回歸結果整理(如表6所示)。水平上,lncap是lngy的格蘭杰原因。也就是說,短期內資本投資對南通工業產值有促進作用。(2)當滯后期為3、4階時,在10%的顯著水平上,lngy是lnkj的格蘭杰原因。
也就是說,在中期內,南通工業產值增長對科技投入的提高有促進作用。(3)當滯后期為3階時,在5%的顯著水平上,lngy是lnlab的格蘭杰原因。也就是說,在中期內,南通工業產值增長對勞動力投入的提高有促進作用。(4)當滯后期為1、6階時,lnny是lnlap的格蘭杰原因。也就是說,在短期及長期內,南通能源消費的提高對南通地區勞動力增長有促進作用。(5)當滯后期為2、3階時,lnkj是lnny的格蘭杰原因。也就是說,在短中期內,科技投入的增加對南通能源消費的提高有促進作用。(6)當滯后期為1~6階時,lngy不是lnny的格蘭杰原因,lnny也不是lngy的格蘭杰原因。也就是說,南通工業產值的提高對南通能源消費的促進作用不明顯;同時南通能源消費增長對南通工業產值的促進作用也不明顯。
四、結論與研究啟示
(1)南通工業經濟增長與勞動力投入、資本投資、能源消費及科技投入之間存在長期的均衡關系。其中資本投資每增加1個百分點,則南通工業產值增長0.33個百分點;勞動力每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.28個百分點;科技投入每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.06個百分點;能源消費每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.09個百分點。由此可知,投資和南通工業增長存在長期的正向關系,也就是說,投資對南通工業經濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業經濟增長存在長期的負向關系,與理論上不是很一致,這可能需要進一步的研究與探尋。
(2)向量誤差修正模型(VECM)反映出,勞動力投入的短期變動對南通工業產值存在正向影響,勞動力投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將增加0.01%;而科技投入的的短期變動對南通工業產值存在反向影響,科技投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將降低0.07%;資本投入的的短期變動對南通工業產值無影響。此外,誤差修正系數為-0.177010,符合反向修正機制,表明每年實際的南通工業總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。
【關鍵詞】中國工業經濟;動力機制轉換;分析與研究
在社會的發展中,工業的生產是國家經濟的核心,在經濟增長、勞動力轉移以及生產率等方面的提高有著十分重要的作用。有效的推動工業經濟增長動力機制的轉換,是國家打造經濟升級的關鍵所在。而我國的經濟同我國的國情一樣都處于發展中階段,工業的內外不條件在根本上已經發生了變化,導致結構失衡就成為了工業經濟可持續發展路上的阻礙。所以將工業經濟增長動力體制進行有效的轉換,在一定程度上就可以實現新型驅動增長模式,從而為我國的經濟發展建設再添光彩。
一、工業經濟增長動力機制形成的原因
就現在的形式來看,中國工業經濟投入主導的增長動力機制的根源就是政府的主導和投資驅動的增長。在隨著城市化建設的不斷發展,地方政府對當地的土地資源、礦產資源等方面都有了一定的控制,為了提高當地區域的經濟增長的速度而下發了各種優惠政策,希望能夠大力的引進投資來促進工業經濟的增長,這樣就會更一步的突出了政府的主導能力以及投資驅動的工業增長方式的特點。因此就進一步形成了以資本要素投入主導型工業經濟的增長方式。
二、我國目前工業經濟增長動力機制的缺點
1.降低了增長效率,阻礙了市場經濟的發展
地方政府為了給工業投資提供價格獲得更低的資源,就給予了更多的優惠政策,這樣長期以往就會嚴重阻礙的工業經濟的增長效率。然而對工業投資進行地區性的財務補貼或是提供一些惠民政策,就會導致地區行產能過剩的問題加重,使地區資源的負載壓力過大,工業生產性資源在整個工業產業中是配置效率有所降低。另外,地方性補貼的競爭和資源低價競爭就會給一些效率較低的企業獲得重新生存發展的機會,就使得本應該被競爭淘汰的企業的生存提供了一定的空間,就在根本上阻礙了企業在市場競爭競爭力上的優勢,所以說,這種方式不僅使好的資源得不到有效的利用,而且從一定的角度上來講對資源也是一種嚴重的浪費。
2.降低工業內的資源配置
在工業經濟的發展中,與上述引進各類工業等現象相反的一種極端方式就是政府抑制或直接淘汰那些效率相對較低的企業。政府部門對資源要素有一定的控制力,在一定程度上還可以決定土地礦產等資源在工業內部或是企業之間的分配和調動,另外政府部門還可以在具有新工藝、新技術的企業中進行重點的扶持和幫助,進而就加快了一些效率較低或是生產方面落后企業的滅亡速度。這種做法不僅違背了市場經濟發展的原則,還造成了不顧自身發展情況而盲目的去追求新工藝、新技術的現象,將一些市場中的需求商品逐步歸類為淘汰商品,不能夠很好的根據需求生產的發展呢原則進行工業的生產,就在一定程度上阻礙了市場競爭力的發展,降低了工業內的資源配置,從而加重了產能過剩的問題。
三、工業經濟增長動力機制的缺點的建議和對策
1.政府要對市場制度進行合理的完善
政府在下發一系列政策時,首先要理清工業與市場之間的關系,同時也要加快要素市場的改革,將原有的政府主導要素分配的局面進行有效的改革,使市場在要素資源的配置中 發揮出重要的作用。其次要推進地區的制度,明確土地產權,根據國家的相關國定對土地的管理進行合理有效的完善,防止要素的價格不合理等現象的發生。
2.建立公平合理的市場競爭環境
政府要讓市場發揮出優勝劣的作用,積極的創建公平合理的市場競爭環境,就使企業在不斷創新中改進其生產效率。要想提高政府的管理效率,就要將一些不必要的審批和程序取消,讓不同規模的企業也要擁有合理公平的競爭機會。與此同時,要保障企業的知識產權,提高企業的創新能力,并且要完善知識產權的保護制度。從而在一定程度上加大對知識產權的執行力度。政府還要防止在地方保護主義的存在,確保企業能夠得到公平競爭的機會,也使市場的公平競爭環境更加的和諧,企業的發展在其作用下更加輝煌。
四、結束語
在我國經濟發展不斷加快的同時,工業經濟的發展也在不斷的進行更新。我國的工業作為我國經濟發展的主體,其發展的好壞就直接影響了我國經濟的發展狀況,在其中起到了重要的作用。工業企業要想能虺ぴ兜姆⒄梗就要適應當代的經濟發展需求,將原有的工業經濟增長動力機制進行一定的創新。就目前而言,政府主導以及投資驅動的工業經濟增長方式才是阻礙工業增長效率的根源。所以,政府必須在市場方面建立相應的制度管理體系,讓市場在其中發揮決定性的作用,從而促進技術的創新。
參考文獻:
[1]江飛濤,武鵬,李曉萍. 中國工業經濟增長動力機制轉換[J]. 中國工業經濟,2014,05:5-17.
[2]原磊. 推動中國工業經濟增長動力機制的轉換[J]. 中國發展觀察,2014,07:16-19.
[3]來佳飛,楊祖增,馮潔. 浙江經濟增長動力結構和機制轉換研究[J]. 浙江社會科學,2016,04:144-147+14+160.
【關鍵詞】工業經濟;影響因素;協整分析
近年來,國內不少學者從不同角度對工業經濟增長的影響因素進行了分析研究,主要集中于以下三方面:(1)外向經濟對工業經濟增長影響研究;(2)制度變遷及政府行為對工業經濟增長影響研究;(3)傳統要素(勞動力、技術進步等)對工業經濟增長作用研究。綜合來看,盡管學術界在理論上對工業經濟增長影響因素的判別及其影響等方面取得不少共識,但在具體分析時仍存在許多差異,如在工業經濟增長模型的選擇和檢驗方面,不同的指標及模型就會產生不同的結論。本文擬選取勞動、資本、能源及科技進步作為影響工業經濟增長的四因素,建立工業經濟增長與上述影響因素關系的多變量協整模型,進行南通工業經濟增長與其影響因素的長期均衡和短期波動的實證分析。
一、變量及變量的平穩性檢驗
為了考察南通工業經濟增長與勞動、資本、能源消費、科技進步四影響因素之間協整關系,本文首先擇取自1978~2009年間的南通地區工業生產總值及其指數、工業從業人員數、全社會固定資產投資完成額、發電量、各類專業技術人員數(相關數據均來自各年《南通統計年鑒》);其次將南通地區工業生產總值、全社會固定資產投資完成額按1978年不變價格進行調整;最后對各變量取自然對數,從而完成對各數據的預處理工作。
一般地,在分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系時,只有在檢驗變量的平穩性后,才可進一步進行協整分析。如前所述,各經濟變量數據在經過價格指數化處理后,為消除數據中存在的異方差,分別取其對數。南通地區工業生產總值、工業從業人員數、全社會固定資產投資完成額、發電量、各類專業技術人員數之對數值分別記為lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分別使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。ADF檢驗滯后期選取原則是采用降階搜索法,在保證殘差不相關前提下,采用AIC與SC準則,兩者最小時的滯后長度為滯后期。對于回歸中是否包括常數項和線性趨勢項的處理方法,一般地,在回歸中首先包含常數項和線性趨勢項,如果參數檢驗顯著,應在回歸模型中包含,否則應排除之。具體檢驗結果(見表1)。
通過檢驗可知,lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均為一階單整的時間序列,其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩序列。滿足變量協整的條件,即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj間可能存在協整關系。
表1ADF單位根檢驗結果
注:表示對變量進行一階差分;ADF(c,t,k)中的c為截距項,t為趨勢項,k為滯后階;*、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。
二、協整分析及檢驗
(一)協整檢驗
協整分析是用于非平穩時間序列變量組成的關系中長期均衡參數估計的技術。目前最常用的協整分析方法是Engle-Granger(EG)兩步法和Johnsen和Juselius(JJ)的極大似然法。一般地,對多變量之間的協整關系的檢驗應采用Johnsen檢驗法(即JJ檢驗法)。因使用JJ方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感,故采用AIC準則和SC準則來確定最佳滯后階數,經采用降階搜索法依次驗證,發現當P=1時AIC和SC值最小,故可確定滯后期為1。在滯后期確定后,再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證,然后再對數據進行協整檢驗,檢驗結果(見表2)。
表2 Johnsen協整檢驗結果
*、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。
由(表2所示)檢驗結果可知,在5%的顯著水平下,序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在一個協整關系,即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關系,系統遲早能將新息變化帶來的沖擊加以吸收,使系統維持在一個均衡的狀態下運行,協整方程為:
ln= 0.284390ln lab + 0.0337830ln cap0.067468lnkj
0.099368ln ny+9.889550
由協整方程可以看出,投資每增加1個百分點,則南通工業產值增長0.33個百分點;勞動力每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.28個百分點;科技投入每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.06個百分點;能源消費每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.09個百分點。由此可知,投資和南通工業增長存在長期的正向關系,投資對南通工業經濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業經濟增長存在長期的負向關系,與理論上不是很一致,這可能是與當前此三因素對南通工業經濟增長影響力弱有關。
(二)VAR模型估計
根據上面的分析,VAR模型的最優滯后階數為1,在滯后1階的情況下,對VAR(1)模型殘差進行JB正態性檢驗、LM自關檢驗和White異方差檢驗,顯示殘差服從正態分布、無自相關、不存在異方差,且所有特征根根模的倒數都小于1,說明VAR(1)模型的結構是穩定的。VAR(1)模型估計結果(如表3所示)。其中5個回歸函數的可決系數分別達到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932,這足以說明5個回歸函數的擬合程度很好。
表3VAR(1)模型的估計結果
(三)向量誤差修正模型(VECM)
Grange(1987)定理證明了協整與誤差修正模型的必然聯系。只在一組變量之間存在協整關系,一定具有誤差修正模型的表達式存在,即可以建立誤差修正模型。建立在協整理論上的VEC模型既能反映不同經濟序列間長期信息,又能反映短期偏離長期均衡的修正機制,是長短期結合具有高穩定性和可靠性的一種經驗模型,(如表4所示),VEM模型的穩定性條件滿足自相關性檢驗、異方差檢驗和正態性檢驗要求。當以lngy為因變量時,誤差修正系數為-0.177010,符合反向修正機制,表明每年實際的南通工業總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy為因變量的誤差修正模型表達式還反映:lnlab的短期變動對lngy存在正向影響,勞動力投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將增加0.01%;而lnkj的的短期變動對lngy存在反向影響,科技投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將降低0.07%;lncap的短期變動對lngy無影響。
表4VEC模型整體效果檢驗及lngy誤差修正系數
(四) 方差分解
方差分解的主要思想是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的部分,從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性,(如表5所示)顯示的是南通工業產值(lngy)的方差分解情況,可以看出能源消費(lnny)和科技投入(lnkj)對南通工業產值(lngy)的影響一直較弱。勞動力(lnlab)和資本投資額(lncap)則有不斷增強的趨勢,且構成對南通工業產值(lngy)最主要的兩個因素,其中資本投資額(lncap)影響最大。
表5lngy序列的方差分解
(五)脈沖響應函數
脈沖響應函數描述一個內生變量對誤差的反應。具體地,其反映的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。為充分描述短期內的動態效應,本文采用累積脈沖響應形式。從圖1來看,勞動力(lnlab)的一個標準差的正向沖擊對南通工業產值(lngy)有正向影響,即會導致南通工業產值逐漸增加,最后在第9期以后穩定在0.18左右。這說明勞動力(lnlab)對南通工業產值有長期的正效應,這與協整方程得到的長期均衡關系表現不一致;資本投資額(ncap)的一個標準差的正向沖擊,對南通工業產值(lngy)亦有正向影響,但較勞動力(lnlab)的影響更大,其導致南通工業產值在第4期前增長迅速,然后增長趨緩,至第8期后穩定于0.30附近。這亦反映出資本投資額(ncap)對南通工業產值有長期的正效應;當科技投入(lnkj)出現一個標準差的正向沖擊時,它在1~3期內對南通工業產值(lngy)的影響經歷了先負后正的過程,第4期到達峰值00.004附近,然后緩慢趨于0值,但這也與長期協整關系的結果稍有不同;能源消費(lnny)的一個標準差的正向沖擊,對南通工業產值(lngy)有負向影響。其導致南通工業產值第2期到達峰值-0.007附近,然后緩慢趨于0值。總之,可看出上述四因素中,勞動力(lnlab)和資本投資額(ncap)對南通工業產值(lngy)的影響較大;科技投入(lnkj)和能源消費(lnny)的影響很小,這與前面方差分析中的結論一致。
圖1 南通工業產值(lngy)的脈沖響應圖
三、格蘭杰因果關系檢驗
由協整檢驗結果可知,序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在長期的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系的方向如何,有待進一步驗證。此處分別對序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列進行了格蘭杰因果檢驗,選取滯后1~6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關系的回歸結果整理(如表6所示)。
表6Granger因果關系檢驗結果
注: *、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。
根據(表3所示)可知:(1)當滯后期為1階時,在10%的顯著水平上,lncap是lngy的格蘭杰原因。也就是說,短期內資本投資對南通工業產值有促進作用。(2)當滯后期為3、4階時,在10%的顯著水平上,lngy 是lnkj的格蘭杰原因。也就是說,在中期內,南通工業產值增長對科技投入的提高有促進作用。(3)當滯后期為3階時,在5%的顯著水平上,lngy是lnlab的格蘭杰原因。也就是說,在中期內,南通工業產值增長對勞動力投入的提高有促進作用。(4)當滯后期為1、6階時,lnny是lnlap的格蘭杰原因。也就是說,在短期及長期內,南通能源消費的提高對南通地區勞動力增長有促進作用。(5)當滯后期為2、3階時,lnkj是lnny的格蘭杰原因。也就是說,在短中期內,科技投入的增加對南通能源消費的提高有促進作用。(6)當滯后期為1~6階時,lngy不是lnny的格蘭杰原因,lnny 也不是lngy的格蘭杰原因。也就是說,南通工業產值的提高對南通能源消費的促進作用不明顯;同時南通能源消費增長對南通工業產值的促進作用也不明顯。
四、結論與研究啟示
(1)南通工業經濟增長與勞動力投入、資本投資、能源消費及科技投入之間存在長期的均衡關系。其中資本投資每增加1個百分點,則南通工業產值增長0.33個百分點;勞動力每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.28個百分點;科技投入每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.06個百分點;能源消費每增加1個百分點,則南通工業產值減少0.09個百分點。由此可知,投資和南通工業增長存在長期的正向關系,也就是說,投資對南通工業經濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業經濟增長存在長期的負向關系,與理論上不是很一致,這可能需要進一步的研究與探尋。
(2)向量誤差修正模型(VECM)反映出,勞動力投入的短期變動對南通工業產值存在正向影響,勞動力投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將增加0.01%;而科技投入的的短期變動對南通工業產值存在反向影響,科技投入的增長率每增加1%,南通工業產值的增長率將降低0.07%;資本投入的的短期變動對南通工業產值無影響。此外,誤差修正系數為-0.177010,符合反向修正機制,表明每年實際的南通工業總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。
(3)通過方差分解分析,可以看出能源消費和科技投入對南通工業產值的影響一直較弱。而勞動力和資本投資額則有不斷增強的趨勢,且構成對南通工業產值最主要的兩個影響因素,其中資本投資的影響最大。通過脈沖響應分析,可以看出,勞動力對南通工業產值有長期的正效應,這與協整方程得到的長期均衡關系表現不一致;資本投資對南通工業產值亦有長期的正效應,且較勞動力的影響更大;科技投入的正向沖擊在1~3期內對南通工業產值的影響經歷了先負后正,然后緩慢趨于0值。這也與長期協整關系的結果稍有不同;能源消費正向沖擊,對南通工業產值有負向影響,導致南通工業產值第2期到達峰值-0.007附近,然后緩慢趨于0值。總之,可以看出上述四因素中,勞動力和資本投資對南通工業產值的影響較大,而科技投入和能源消費的影響很小,這與方差分析中的結論一致。
(4)本文研究有以下幾點不足,首先表現在影響南通工業經濟增長的因素選擇方面,僅限于勞動力、資本、能源和科技四因素,此外還可考慮對外貿易、對外直接投資、工業結構等的變動對南通工業經濟增長的影響。如能先針對這些因素的差異具體分析,后再擇優選擇,分析結果的準確性或可提高;其次在科技投入和能源消費的指標數據選擇方面,用各類科技人員總數來表示科技投入和用年發電量來表示能源消費顯然說服力不夠充分;最后在模型的選擇方面,僅限于南通工業經濟與其影響因素之間的協整分析,如能開展基于南通工業經濟增長各因素貢獻率的實證研究,分析的結果可能更有說服力。
參 考 文 獻
[1]嚴忠.中國經濟增長影響因素協整分析[J].安徽工業大學學報(社科版).2006(1)
[2]蘇輝.南通工業經濟發展階段的判斷及推進對策[J].企業導報.2010(24)
[3]蘇輝.南通開放型經濟與經濟增長關系的實證分析[J].消費導刊.2009(22)
[4]蘇輝.南通經濟開放度評析[J].企業導報.2009(22)
受國際金融危機的影響,我市工業經濟遇到了前所未有的困難。為了進一步貫徹落實國務院、省政府促進工業經濟增長的一系列措施,結合我市實際,現就扶持工業企業平穩較快發展提出如下意見:
一、加強工業經濟運行監測和服務。市經委和相關部門要加強工業經濟運行監測,對所有規模以上工業企業的增減因素和項目建設情況要進行逐一調查分析,建立臺賬。切實做好經濟形勢預測預警工作,加強信息,為企業提供決策咨詢服務。進一步改善安商服務,要從服務企業外部環境拓展到為服務企業內部管理,幫助企業開展稅務、財會、金融、經濟法規等知識培訓輔導,幫助建立現代企業制度。確定30家重點企業,由市領導和專班進行跟蹤協調服務。引導中介服務機構進入行政服務中心集中辦公,完善“一條龍”服務機制。
二、加大重大項目和新項目規劃建設力度。根據國家產業政策,積極幫助企業向上爭取項目和資金,市發改委、市經委、市科技局要指導企業進行項目策劃和制作。積極圍繞國家和省級重大科技專項、中小企業創新基金、重大新產品開發、創新能力建設、重大裝備升級改造、企業融資擔保補貼、企業技改貼息、產學研合作等項目進行申報,通過新增一批重大產業項目,加快企業技術改造、創新和產業產品結構優化升級。
支持企業新上項目和技改擴能。對企業竣工投產的新上項目和技改擴能項目,按設備固定資產實際到位額5‰的標準給予獎勵。對企業成功引進戰略投資伙伴且新增注冊資本達3000萬元以上的,市政府給予5萬元的獎勵。鼓勵企業設立技術研發中心,加強研發體系建設,提高研發水平,開發一批具有自主知識產權、擁有核心競爭力的產品。企業申報國家級和省級技術研發中心并通過驗收的,由市財政分別給予20萬元、10萬元的獎勵。
三、加大財政扶持力度。市政府2009年多方籌措1億元資金,設立專項扶助資金,支持工業企業發展。把國家、省扶持我市的縣域經濟發展專項資金、工業生產調度資金、技改貼息資金和市中小企業發展專項資金、產業集群發展專項資金、科技三項資金盡早投放企業,充分發揮資金的使用效益。
四、加大對工業企業的信貸投放。各金融機構要認真貫徹落實適度寬松的貨幣政策,建立健全金融機構貨幣政策執行效果綜合評價制度,切實加大對工業企業的信貸支持力度,不斷創新信貸融資品種,拓寬融資渠道,認真落實銀企對接長效活動機制,2009年要為工業企業貸款12億元以上。各金融機構要按企業擴規和生產經營的實際需要及時放貸,其中在第一、二季度按企業實際需求貸款額至少發放80%以上。在2009年財政預算中設立金融機構工業信貸獎勵專項資金,對金融機構新增工業貸款按年度進行考核獎勵。金融機構新增工業企業項目貸款另按實際額度的2-5‰給予獎勵。積極組建中小企業貸款公司,拓寬民間融資渠道,為企業提供短期貸款服務。
五、積極為中小企業提供融資擔保。市財政籌措3000萬元專項資金注入興天擔保公司,積極引導社會資本入股興天擔保公司,將興天擔保公司的資本金增加到1-1.2億元,使其融資擔保能力達到5-6億元。支持興天擔保公司加強與農發行、信用社及其他商業銀行的合作,逐步建立利率、收益風險共擔機制。興天擔保公司要積極為中小企業提供融資理財、管理咨詢和融資擔保服務,切實解決中小企業融資難的問題。
六、嚴格執行扶持企業發展的稅收征管政策。嚴格兌現政府承諾,對享受稅款先征后返優惠政策的企業,財政部門要按期足額返還應返稅款。認真做好國家出口退稅政策調整工作,積極爭取退稅指標,簡化程序,加快工業企業退稅辦理進度。認真貫徹落實國家增值稅轉型政策。對投資強度大、貢獻大的企業在土地使用稅征收上給予一定的優惠獎勵。企業符合法定減免、緩征條件的,積極向省主管部門申報、爭取。
七、強化危困企業職工的社會勞動保障服務。落實300萬元以上再就業資金,用于對企業員工進行技能培訓。建立企業間勞動力短期流動和轉移機制,千方百計為困難企業的困難職工提供救助,確保不出現大面積下崗失業。
八、切實減輕企業負擔。各地、各部門要牢固樹立“產業第一,企業至上”的觀念和過緊日子的思想,同企業一道共度難關。將以往實行“一卡制收費”和核準制管理的企業范圍由重點企業延伸到規模以上工業企業,并嚴格執行各項費收政策,該降低的一律降低,該取消的一律取消。市財政、國稅、地稅、勞動保障等部門要制定高效快捷的操作辦法,盡快落實國家、省扶持企業發展的各項財稅和勞動保障政策。
涉及企業辦理他項權證的的審批事項,一律進市行政服務中心。企業在辦理資產評估時,土地、房產等評估機構要嚴格按照市政府關于調整房地產評估收費標準和規范貸款抵押登記及土地分割辦證行為的規定收取評估費。用已評估過的資產作抵押辦理新的貸款時,若抵押物權屬、性質沒有發生變化,金融機構和抵押登記機關不得要求企業重新評估。
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