徐強

（安徽理工大學 經(jīng)濟與管理學院，安徽 淮南 232001）

黨的十八大強調(diào)，轉變經(jīng)濟發(fā)展方式取得重大進展，在發(fā)展平衡性、協(xié)調(diào)性、可持續(xù)性明顯增強的基礎上，實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番，確保到2020年實現(xiàn)全面建成小康社會宏偉目標。目前，一方面世界經(jīng)濟復蘇趨緩，趨勢下行的風險亦不斷加大。主要表現(xiàn)為：發(fā)達國家失業(yè)率居高不下，私人需求疲弱；歐洲主權債務危機持續(xù)升級和深化，美國長期主權信用評級被下調(diào)，國際金融市場反復大幅波動；新興市場和發(fā)展中國家增速回落，宏觀調(diào)控面臨的局面更加復雜；與此同時，大宗商品價格高位震蕩，全球通脹壓力依然較大。另一方面中國經(jīng)濟在保持了又好又快發(fā)展的同時，人民幣升值壓力日增，貿(mào)易摩擦不斷，外匯儲備劇增，通脹又有高起勢頭，在一定程度上經(jīng)濟運行風險加大，經(jīng)濟增長的壓力也逐步顯現(xiàn)。面對國家經(jīng)濟發(fā)展的新要求，在外憂內(nèi)困的條件下，保持我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定健康增長是一個最緊迫最重要的課題。因此研究我國經(jīng)濟增長影響因素的問題，不僅有深遠的理論意義，而且有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)學者近年來分別從不同的視角對此問題做了些研究。王德勁（2007）①王德勁：《經(jīng)濟增長影響因素實證研究》，《數(shù)理統(tǒng)計與管理》2007年第1期，第68-73頁。發(fā)現(xiàn)物質(zhì)資本存量的增長仍然是經(jīng)濟增長的主要因素，教育對經(jīng)濟增長有顯著作用但貢獻率不高，勞動對經(jīng)濟增長的作用十分有限；周國富、夏祥謙（2008）②周國富，夏祥謙：《中國地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂性及其影響因素》，《統(tǒng)計研究》2008年第11期，第3-8頁。分析了初始經(jīng)濟發(fā)展水平、物質(zhì)資本、人力資本、勞動、經(jīng)濟市場化程度、基礎設施狀況對黃河流域各省區(qū)經(jīng)濟增長的影響；李姚礦、姚傳柱、楊善林（2009）③李姚礦，姚傳柱，楊善林：《中國經(jīng)濟增長的影響因素分析》，《統(tǒng)計與決策》2009年第19期，第104-106頁。的研究發(fā)現(xiàn)對中國經(jīng)濟增長影響較大的關鍵因素有結構和資本因素，影響較小的因素有研發(fā)投入和制度因素；梁赟玲、尚整鋒（2010）④梁赟玲，尚整鋒：《我國經(jīng)濟周期性波動影響因素的實證分析》，《中央財經(jīng)大學學報》2010年第7期，第50-55頁。認為經(jīng)濟周期不同階段的更替是由許多因素引起的,而且在不同的情況下各種因素單獨作用以及各因素間相互作用的方式和程度是不同的；李發(fā)昇、張維（2011）①李發(fā)昇，張維：《經(jīng)濟增長決定要素研究》，《天津大學學報》（社會科學版）2011年第5期，第413-417頁。認為財富持續(xù)增長的根本在于保護和充分利用資源，激勵勞動者勞動付出和增加勞動者智慧；顧成軍、龔新蜀（2012）②顧成軍，龔新蜀：《中國經(jīng)濟增長方式的轉變及其影響因素研究》，《中國科技論壇》2012年第3期，第111-117頁。的研究表明市場化程度和外貿(mào)依存度起著積極的拉動作用、稅收水平和行政管理費支出起著消極的抑制作用，等等。所有這些文章鮮有從內(nèi)部影響與外部影響因素結合的視角來詮釋此問題。因此本文最大的創(chuàng)新點是構建了適用開放經(jīng)濟條件下研究經(jīng)濟增長影響因素的分析框架，并從內(nèi)部與外部因素結合的視角來闡述此問題。

一、研究方案的設計

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

由《中國統(tǒng)計年鑒2011》③國家統(tǒng)計局：《中國統(tǒng)計年鑒2011》，北京：中國統(tǒng)計出版社，2011年。上，選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、進口（億元）、出口（億元）、資本（億元）和勞動（萬人）等五個變量在1978～2010年間的年度數(shù)據(jù)。利用GDP折算系數(shù)（1978年=100），分別對國內(nèi)生產(chǎn)總值與資本形成進行了平減處理；又利用消費價格指數(shù)（1978年=100）分別對進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)進行處理，確保樣本數(shù)據(jù)滿足科學性的原則④徐強：《中國城鄉(xiāng)居民收入差距來源的統(tǒng)計剖析》，《統(tǒng)計與決策》2011年第21期，第113-116頁。，以便剔除價格水平波動影響。并同時對國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動、資本、出口和進口等取了對數(shù)，分別記為 LY、LL、LK、LX 和 LM。

（二）模型的設定

圖1 經(jīng)濟增長影響因素的理論說明

所研究的課題主要有三個根據(jù)：一是理論的根據(jù)；二是事實的根據(jù)；三是方法論工具的根據(jù)。按照系統(tǒng)論的基本原則，經(jīng)濟就是一個非常復雜的系統(tǒng)，可以利用圖1來簡單地描述經(jīng)濟與其影響因素之間的理論關系。即在開放的世界經(jīng)濟條件下，經(jīng)濟社會（利用國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示）主要受到勞動流和資本流等內(nèi)部因素影響，同時又受到出口流和進口流等外部因素的共同影響。在其他條件保持不變的假設條件下，可以構建影響經(jīng)濟增長的對數(shù)線性模型，即可有形如（1）式所示的模型：

其中，LY、LL、LK、LX和LM分別表示GDP的對數(shù)值、勞動的對數(shù)值、資本的對數(shù)值、出口的對數(shù)值和進口的對數(shù)值，t表示考察年份，u表示隨機誤差項。關于第二點的事實根據(jù)是：從1978年至今，我國經(jīng)濟在勞動、資本、進口和出口等四種流的影響下，不斷地取得持續(xù)穩(wěn)定的增長。也就是說，勞動、資本、進口和出口事實上對經(jīng)濟增長可能會有影響。第三，一般地說，經(jīng)濟變量的時間序列都是非平穩(wěn)的，經(jīng)典的回歸理論必須建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)的基礎上才有效果，否則將會出現(xiàn)“偽回歸”等諸多問題，而協(xié)整理論恰恰是能解決這個問題的方法論工具。

（三）研究思路與方法

第一是構建國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動、資本、出口和進口間的對數(shù)線性模型。據(jù)此，進行統(tǒng)計和回歸分析，估算出模型的參數(shù)值，并依次對模型的參數(shù)進行計量經(jīng)濟學的檢驗、統(tǒng)計學的檢驗和經(jīng)濟意義的檢驗。第二是進行協(xié)整研究與格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰定理⑤R.F.Engle&C.W.J.Granger,Co-integration and error correction:representation,estimation,and testing.E-conometrics,No.5，1987，pp.251-276.認為如果變量之間具有協(xié)整性，則它們之間一定會存在長期的均衡關系，且它們之間的短期非均衡關系總能夠由一個誤差修正模型來表述。第三是提出本研究的結論和政策的建議?？梢哉f探討經(jīng)濟增長與其影響因素之間是否存在均衡關系，以及它們間的互相影響程度成了研究的關鍵問題。

二、實證研究

（一）經(jīng)濟增長等數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述

我國經(jīng)濟社會的發(fā)展在1978～2010年間取得巨大的成就。一是就GDP來說，名義量從1978年的3645.2億元逐年遞增至2010年的401202億元，期間增加了397556.8億元，增漲了109.1倍，年均增長率為15.82%；扣除價格水平上漲后，實際量從1978年的3645.2億元逐年遞增至2010年的75050億元，增加了71404.8億元，增漲了19.6倍，年均實際增長率為9.91%。經(jīng)濟增長的波動情況可以由圖2可知：1992和2007年是峰谷，2009年是小的谷底，2010年略有回升。二是就勞動力人口來說，同期從40152萬人逐年遞增至76105萬人，期間增加了35953萬人，增漲了0.9倍，年均增長率為2.02%。三是就資本形成來說，名義量從1978年的1377.9億元逐年遞增至2010年的191690.8億元，期間增加了190312.9億元，增漲了138.1倍，年均增長率為16.68%；扣除價格水平上漲后，同期實際量從1377.9億元逐年遞增至35858.2億元，增加了34480.3億元，增漲了25倍，年均實際增長率為10.72%。四是就出口來說，名義量從1978年的167.6億元逐年遞增至2010年的107022.8億元，期間增加了106855.2億元，增漲了637.6倍，年均增長率為22.37%；扣除價格水平上漲后，同期實際量從167.6億元逐年遞增至20020億元，增加了19852.4億元，增漲了118.5倍，年均實際增長率為16.12%。五是就進口來說，名義量從1978年的187.4億元逐年遞增至2010年的94688.3億元，期間增加了94511.9億元，增漲了504.3倍，年均增長率為21.47%；扣除價格水平上漲后，同期實際量從187.4億元逐年遞增至17714.7億元，增加了17527.3億元，增漲了93.5倍，年均實際增長率為15.28%。

圖2 1978-2010年GDP年增長率

（二）單位根檢驗

為了解國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動、資本、出口和進口等五個對數(shù)時間序列的平穩(wěn)性，運用了Eviews6.0軟件的ADF①D.A.Dickey and W.A.Fuller,Distribution of Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root.Journal of the American Statistical Association,No.6，1979,pp.427-431.檢驗方法，滯后階數(shù)依據(jù)SIC準則自動進行確定，結果見表1。

表1 ADF檢驗值的結果

由表（1）可知，原序列LY的ADF檢驗值均小于1%和5%顯著水平下臨界值，而原序列LL、LK、LX和LM的ADF檢驗結果值均都分別大于1%和5%顯著水平下臨界值；LL、LK、LX和LM經(jīng)一階差分后序列的檢驗值都小于1%和5%顯著水平下臨界值。也就是說，GDP對數(shù)序列是平穩(wěn)的時間序列，而進口、出口、勞動和資本等四個變量的對數(shù)序列都不是平穩(wěn)時間序列，分別都是一階單整時間序列，可分別記為：LYt～I（0）、LMt～I（1）、LXt～I（1）、LLt～I（1）和 LKt～I（1）。

（三）協(xié)整研究

1、模型構建

注：***表示通過1%顯著性檢驗：**表示通過5%顯著性檢驗；*表示通過10%顯著性檢驗；下同。

從（2）式可知，模型可決系數(shù)達到0.999以上，這說明此模型在總體上擬合實際值的效果很好；各參數(shù)統(tǒng)計量的t值的絕對值大部分都分別大于5%顯著水平下的臨界值，說明模型所確定的因變量的顯著性很好；經(jīng)arch檢驗與lm檢驗既不存在異方差性也不存在自相關性，亦不存在多重共線問題；LK、LM和LY等滯后項的存在，恰恰說明了經(jīng)濟本身是一個有機的系統(tǒng)。因此，建立的反映經(jīng)濟增長影響因素的對數(shù)線性模型，分別能通過統(tǒng)計學的檢驗和計量經(jīng)濟學的檢驗，這樣所建立的模型就有了非常好的解釋能力。

又由（2）式可知，經(jīng)濟增長與勞動、資本、進口和出口貿(mào)易等的增長之間存在密切的關系。即經(jīng)濟的增長不僅分別受到了當期勞動的增長、資本的增長和出口的增長等的影響，而且還分別受到了前一期進口的增長、資本的增長和經(jīng)濟的增長等因素的共同影響，并且當期進口的增長對經(jīng)濟增長的影響不顯著。具體情形是：當本期勞動增長1%時，刺激了約0.045%的經(jīng)濟增長；當本期資本增長1%時，也會刺激經(jīng)濟增長約0.3%；當本期出口增長1%時，亦會刺激經(jīng)濟增長約0.058%；當上期經(jīng)濟增長1%時,亦會引起本期經(jīng)濟增長約0.82%，這可能是經(jīng)濟增長慣性的作用，通俗地來說就是“富國會越來越富,窮國會越來越窮”。道理很簡單，富國基礎較好，發(fā)展條件更加優(yōu)越，一般會越來越富；窮國條件相對較差，發(fā)展道路比較艱難，如果發(fā)展速度跟不上，可能越來越窮。但當前一期進口和資本分別增長1%時，相應地會造成本期經(jīng)濟增長下降約0.0467%和0.167%。進口對經(jīng)濟增長起制約作用或許是“時滯”的存在，以及進口物品的總體使用效率不高等原因。前一期資本也起消極作用，或許正是中國經(jīng)濟的真實“寫照”：2006年的投資率為52%，增量資本產(chǎn)出率為4.9；2008年分別是57%和6.4；2010年，分別為70%和6.8。也就是說，在投資率和增量資本產(chǎn)出率的“雙高”的情形下，低效率的投資狂飆將帶來資源無效配置、遏制技術進步、惡化產(chǎn)能過剩、造成能源緊張、破壞生態(tài)環(huán)境等諸多問題，這必會對經(jīng)濟增長與可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生不良的影響。同時可知，LY關于LL、LK、LX和LM的長期彈性分別為 0.25、0.766、0.3255 和-0.26，都是缺乏彈性的。也就是從長期而言，勞動、資本、出口和進口等分別地增長1%時，對經(jīng)濟的增長拉動作用分別是0.25%、0.766%、0.3255%和-0.26%，亦即在長期對經(jīng)濟增長的作用方向與程度大小來說，勞動、資本和出口對經(jīng)濟增長有積極的作用但程度有差異，進口卻是制約的作用。

2、協(xié)整檢驗

運用EG①[美]達莫達爾·N·古亞拉提：《經(jīng)濟計量學精要》（第三版），張濤譯，北京：機械工業(yè)出版社，2006年，第365-366頁。檢驗法來檢驗五序列之間的協(xié)整性，如表2所示。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

從表（2）可知，序列ut的ADF檢驗值都小于1%和5%顯著性水平的臨界值，于是可以判定殘差序列 ut是平穩(wěn)序列，即：ut～I（0）。 結合前文得出的結論：LYt～I（0）、LLt～I（1）、LKt～I（1）、LXt～I（1）和LMt～I（1），可以得出五變量之間的確具有協(xié)整性，也的的確確存在著長期均衡關系。

3、誤差修正模型的建立

再以ut序列作為誤差修正項，可建立如下誤差修正模型②李子奈，潘文清：《計量經(jīng)濟學》（第二版），北京：高等教育出版社，2005年，第361-366頁。：

在（3）式中，誤差修正模型的各項的參數(shù)檢驗均都通過，殘差項也非常穩(wěn)定。在模型中，各個差分項反映了變量對經(jīng)濟增長短期波動的影響。這樣經(jīng)濟增長的波動可分為兩個部分：一部分是短期均衡，一部分是長期均衡。

由（3）式可知，短期經(jīng)濟增長容易受到資本、對外貿(mào)易和經(jīng)濟波動等因素的“沖擊”；勞動的影響不顯著或許是勞動力素質(zhì)不高的表現(xiàn)。依據(jù)模型的參數(shù)估計量，短期當期資本變化1%時，將引起當期GDP的相同方向約0.27%的變化；短期當期出口變化1%時，將引起當期GDP的相同方向約0.06%的變化；短期前一期資本變化1%時，將引起當期GDP的相反方向約0.17%的變化；短期前一期進口變化1%時，將引起當期GDP的相反方向約0.04%的變化；短期前一期GDP變化1%時，將引起當期GDP的相同方向約0.8648%的變化；ECM項系數(shù)的大小反映對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值-0.7339看，其調(diào)整力度是非常大的：若t-1時刻勞動的增長、資本的增長、出口的增長、進口的增長等的沖擊使得經(jīng)濟的增長大于長期均衡值時，ECM項的數(shù)值為正，則使得ΔLYt減少；否則，會發(fā)生相反方向的調(diào)節(jié)，這恰恰體現(xiàn)了短期非均衡誤差對LYt的調(diào)控結果。又由（3）式可知，LY關于LK、LX和LM的短期彈性數(shù)值分別為0.7048，0.4785，-0.3528，都是缺乏彈性的。即在短期內(nèi)，當資本、出口和進口分別增長1%時，經(jīng)濟增長將亦分別地為0.7048%，0.4785%和-0.3528%。

4、格蘭杰因果關系檢驗

利用格蘭杰因果關系檢驗了 LY、LL、LK、LX和LM等五個序列之間在時間上相互的影響關系，限于篇幅所限，省略了接受沒有格蘭杰因果關系結果的情況，其余如表3所示。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

由表3可知，在5%的顯著性水平下，在1、2、3和4期滯后分別發(fā)現(xiàn)：LK不是LL、LX和LY的格蘭杰原因；LL不是LX、LM和LY的格蘭杰原因；LM不是LL、LK和LY的格蘭杰原因；LX不是LL和LM的格蘭杰原因；LY不是LX的格蘭杰原因。在1、3和4期滯后時LK不是LM的格蘭杰原因，但在2期滯后LK卻是LM的格蘭杰原因；在1、2和3期滯后時LL不是LK的格蘭杰原因，但在4期滯后LL卻是LK的格蘭杰原因；在2、3和4期滯后LM不是LX的格蘭杰原因，但在1期滯后時LM是LX的格蘭杰原因；在4期滯后LX不是LK的格蘭杰原因，但在1、2和3期滯后時LX是LK的格蘭杰原因；在2、3和4期滯后LX不是LY的格蘭杰原因，但在1滯后時LX是LY的格蘭杰原因；在1期滯后時LY不是LK的格蘭杰原因，但在2、3和4期滯后LY卻是LK的格蘭杰原因；在1和2期滯后時LY不是LL的格蘭杰原因，但在3和4期滯后LY卻是LL的格蘭杰原因；在1、2和4期滯后時LY不是LM的格蘭杰原因，但在3期滯后LY卻是LM的格蘭杰原因。

因此，可以說LL、LK和LM都不是LY的格蘭杰原因，即理論上就業(yè)、投資和進口的增長都沒有刺激經(jīng)濟增長；LY也不是LX的格蘭杰原因，也就是說經(jīng)濟增長沒有拉動出口增長；LX是LK的格蘭杰原因，亦即理論上出口增長刺激了投資的增長；在一定程度上LY是LK的格蘭杰原因，LY卻不是LM的格蘭杰原因，即理論上經(jīng)濟的增長拉動了投資的增長，但卻沒有促進進口的增長；LM是LX的格蘭杰原因，即理論上進口促進了出口增長。格蘭杰因果檢驗的啟示為在政策上勞動、資本和進口的增長或許都不會刺激經(jīng)濟增長；經(jīng)濟增長或許也不會刺激出口增長；但在一定程度上，經(jīng)濟增長和出口增長都會促進投資增長，進口增長也會刺激出口增長。

三、結論與建議

根據(jù)以上的分析，可以得出的結論和有關政策建議是：

第一，經(jīng)濟增長與勞動、資本和對外貿(mào)易等因素的增長之間的確存在著長期均衡關系，并且當經(jīng)濟增長與它們的關系偏離長期均衡值時，會自動地向均衡解調(diào)整。這說明在長期勞動、資本和對外貿(mào)易等的增長是顯著影響經(jīng)濟增長的因素，但卻不是格蘭杰因果原因。因此，若要刺激經(jīng)濟長期的增長，必須從戰(zhàn)略上來考慮勞動、資本和出口貿(mào)易等政策間的關系，不能僅僅從單一的政策著手，采取“頭痛醫(yī)頭腳痛醫(yī)腳”策略，而是要提高政策之間的協(xié)調(diào)性和持續(xù)性。

第二，經(jīng)濟增長與資本、對外貿(mào)易等的增長之間也存在短期均衡的關系。這反映了在短期內(nèi)經(jīng)濟的增長容易受到資本、出口、進口、政策調(diào)整和預期等因素的沖擊而發(fā)生一定幅度的波動，并且資本和出口政策的調(diào)整對經(jīng)濟短期的沖擊影響幅度較大。為避免經(jīng)濟在短期內(nèi)的大起大落，不僅應當保持影響出口、進口和投資等政策的穩(wěn)定性；而且還要不斷地加大教育投入，促進勞動力素質(zhì)的提升。

第三，勞動、資本和對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響和作用程度不同。也就是說，勞動、資本、出口和進口在長期內(nèi)分別增長1%時，對經(jīng)濟增長的拉動作用將分別是0.25%、0.766%、0.3255%和-0.26%；在短期內(nèi)，資本、出口和進口分別增長1%，對經(jīng)濟增長的拉動作用亦將分別是0.7048%、0.4785%和-0.3528%。也就是說勞動、資本和出口起積極影響，作用程度是資本第一，出口第二，勞動第三；進口卻對經(jīng)濟增長起相反的制約影響。

第四，在一定程度上，經(jīng)濟增長和出口增長都會刺激資本增長，進口增長也會促進出口增長；勞動、資本和進口的增長雖然對經(jīng)濟增長有作用但卻不是格蘭杰因果原因。也就是理論上，一方面我國的經(jīng)濟增長和出口增長不斷地刺激資本的增長；另一方面進口增長也在不斷地刺激出口增長，這卻都是一定程度的單向格蘭杰因果關系，統(tǒng)計上也顯著。實踐上，一方面要注意保持經(jīng)濟增長與出口和資本增長之間，以及進口增長和出口增長之間的協(xié)調(diào)性；另一方面那種限制進口，鼓勵出口的政策的的確確是缺乏科學根據(jù)的，政府應花大氣力分別維持進口與經(jīng)濟增長和出口間的協(xié)調(diào)性，這樣可能是對經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定和諧發(fā)展的最好選擇，而不應施行“偏見”對外貿(mào)易的干預政策，特別是采取限制進口貿(mào)易的政策。

第五，要切實提高資本的使用效率，增加投資決策的科學性。特別是政府在做投資規(guī)劃與設計時，要綜合考量財務效益、國民經(jīng)濟效益和社會效益等目標的協(xié)調(diào)性，多一些戰(zhàn)略性少一些戰(zhàn)術性、多一些基礎性少一些浮躁性、多一些全局性少一些局部性、多一些服務性少一些功利性。也就是說要避免低水平建設，特別是要避免富“折騰”的現(xiàn)象，努力實現(xiàn)投資必須是有質(zhì)量的投資。