齊英

(重慶廣播電視大學 經(jīng)貿(mào)學院，重慶 402160)

0 引言

對于如何針對區(qū)域特點展開區(qū)域經(jīng)濟演進路徑研究，之前的學者較多地側(cè)重于進行理論研究，實證類型的統(tǒng)計性分析研究相對不足。針對這一特征，我們決定以模型化的分析研究方法對我國西部區(qū)域經(jīng)濟演進展開研究。在研究之初，我們重點關(guān)注了學者在統(tǒng)計性模型——VEC模型，以及區(qū)域經(jīng)濟領(lǐng)域的研究成果，以期確定具體的研究思路。在VEC研究方面，重點關(guān)注了袁成(2013)[1]、王方方等（2013）[2]、.楊毅(2013)[3]、Lance A.Fisher（2014）[4]研究成果。上述學者重點是從應用性角度出發(fā)，對如何使用VEC模型，以及VEC模型在實證中的應用展開研究。通過各自的實證問題的分析研究，讓我們對如何使用該類型模型，以及通過該類模型進行應用性分析研究如何具體展開有了清晰的認識。在區(qū)域經(jīng)濟研究方面，重點關(guān)注了張亞明等（2013）[5]、張松林等（2013）[6]、羅捷茹(2013)[7]、OLIVIER COIBION等（2012）[8]研究成果。上述學者以區(qū)域經(jīng)濟研究為主線，通過多種方式的研究，是我們明確了區(qū)域經(jīng)濟研究展開的具體路徑。通過對上述文獻成果的研究，我們最終確定采用VEC為主的分析框架，就西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟的演進路徑展開具體研究。

1 指標確定與分析對象確立

分析指標的選取主要是考慮到要能對分析對象宏觀經(jīng)濟的發(fā)展進行展示，同時也要考慮到確定的分析指標對應的數(shù)據(jù)具有可比性等因素?；谏鲜鱿敕?，我們重點是從宏觀經(jīng)濟的投入、產(chǎn)出、價格指數(shù)三個方面展開指標的構(gòu)建。在分析對象中，側(cè)重于以西部地區(qū)為主展開具體的論證，由于西部地區(qū)包含的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）較多，無法面面俱到，因此側(cè)重于以西北地區(qū)為代表展開重點分析?；谏鲜黾s束，我們最終確定了指標與對象，具體的明細見表1。

表1 指標與對象表

2 數(shù)據(jù)收集

按照如上確定的分析對象與分析指標，我們通過查閱官方發(fā)布的統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報等權(quán)威資料，獲取了自2000～2012年的重要數(shù)據(jù)。為了使讀者對這些數(shù)據(jù)有一個清晰的認識，同時也是為了體現(xiàn)分析的真實性，我們以截選的形式對其進行展示見表2。

表2 數(shù)據(jù)表

獲取了上述數(shù)據(jù)后，我們就具備了統(tǒng)計性分析的可能性。但是這些數(shù)據(jù)并不能直接應用，必須經(jīng)過必要的處理才能進行后續(xù)的統(tǒng)計性分析。第一步處理就是對于不直接具有可比性的數(shù)據(jù)進行可比性處理，這里所說的是以貨幣為單位的數(shù)據(jù)，主要包括地區(qū)生產(chǎn)總值和全社會固定資產(chǎn)投資總額。我們以當年的上述數(shù)據(jù)分別除以以同一年度為基年的價格指數(shù)，由此得到了具有可比性的地區(qū)生產(chǎn)總值和全社會固定資產(chǎn)投資總額。完成上述可比性處理后，我們需要進行第二步處理。第二步處理就是將具有可比性的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為對數(shù)數(shù)據(jù)，這樣就便于后續(xù)進行線性回歸分析。完成上述兩步后，我們就可以進行如下的統(tǒng)計性分析研究。需要注意的是，后續(xù)如不特殊聲明，所對應的數(shù)據(jù)均是指進行對數(shù)化處理后的具有可比性的數(shù)據(jù)。

3 統(tǒng)計檢驗

3.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

這里，我們的主要工作就是數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析。進行此項統(tǒng)計性分析的主要目的是在于屏蔽后續(xù)的回歸分析中可能出現(xiàn)的“虛假回歸”問題。整個分析采用計量分析軟件EViews6.5完成（如不特殊聲明，此次研究所有的統(tǒng)計性分析研究均采用該軟件完成）。通過反復論證，我們最終得到了五個西部地區(qū)的分項指標數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性結(jié)果，見表3。

表3 平穩(wěn)性分析結(jié)果表

從表3中可以看出，新疆、寧夏、陜西三?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的五項指標數(shù)據(jù)均滿足同階穩(wěn)定性，其穩(wěn)定性在0.95以上。而甘肅、青海兩省（自治區(qū)、直轄市）的五項指標數(shù)據(jù)中除“就業(yè)人員合計”外均滿足同階穩(wěn)定性，其穩(wěn)定性也在0.95以上。這也就是說，對于甘肅、青海兩?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）而言，如果要想分析就業(yè)人員與地區(qū)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，需要判定它們二者共同作用下，是否滿足協(xié)整穩(wěn)定性的要求?；谏鲜鼋Y(jié)果，我們展開了協(xié)整穩(wěn)定性要求。

3.2 協(xié)整性檢驗

就甘肅、青海兩省（自治區(qū)、直轄市）的“就業(yè)人員合計”與“地區(qū)生產(chǎn)總值”兩項數(shù)據(jù)，我們進行了對應的協(xié)整分析。通過分析論證，最終確定了甘肅省二者不存在協(xié)整的概率低于0.03；而青海省二者不存在協(xié)整的概率是低于0.04的。由此我們確定了上述兩類地區(qū)的二者之間分別都存在協(xié)整關(guān)系的，且這種協(xié)整關(guān)系為1個并帶有線性解釋項的概率最高。由此，我們確定了甘肅、青海兩?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的“就業(yè)人員合計”與“地區(qū)生產(chǎn)總值”兩項數(shù)據(jù)間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。

3.3 因果關(guān)系檢驗

就滿足數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）數(shù)據(jù)，我們在此進行因果分析[9]，由此來確定哪些因素與地區(qū)產(chǎn)出——地區(qū)生產(chǎn)總值之間具有顯著的統(tǒng)計學意義上的因果關(guān)系[10]。通過反復論證，我們最終得到了對應的分析結(jié)果見表4。

表4 因果關(guān)系結(jié)果表

從上述數(shù)據(jù)中可以看出，就新疆而言，只有“全社會固定資產(chǎn)投資總額”在1階滯后期下是顯著的引起地區(qū)生產(chǎn)總值的因素，其引起的概率大于0.95。就陜西而言，只有“就業(yè)人員合計”、“能源消費總量”、“能源生產(chǎn)總量”在1階滯后期下是顯著的引起地區(qū)生產(chǎn)總值的因素，其引起的概率大于0.95。就寧夏、甘肅而言，只有“就業(yè)人員合計”、“全社會固定資產(chǎn)投資總額”、“能源消費總量”依次在2階滯后期、1階滯后期下是顯著的引起地區(qū)生產(chǎn)總值的因素，其引起的概率大于0.95。就青海而言，只有“全社會固定資產(chǎn)投資總額”、“能源消費總量”、在2階滯后期下是顯著的引起地區(qū)生產(chǎn)總值的因素，其引起的概率大于0.95。

完成上述統(tǒng)計性分析，我們就基本確定了后續(xù)的模型應該如何構(gòu)建，下面我們就結(jié)合上述分析結(jié)果進行對應的統(tǒng)計模型構(gòu)建與分析。

4 統(tǒng)計模型構(gòu)建與分析

4.1 雙VEC模型代表的模型構(gòu)建

之前的統(tǒng)計性分析研究中已經(jīng)確定了甘肅、青海的就業(yè)人員合計與本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值之間是存在協(xié)整關(guān)系的，利用這一結(jié)果，我們通過統(tǒng)計性分析得到了如下的模型結(jié)果，如式（1）、式（2）所示。

說明：符號Gdp_GS代表甘肅省地區(qū)生產(chǎn)總值；符號Gdp_Qh代表青海省地區(qū)生產(chǎn)總值；符號Labour_Gs代表甘肅省就業(yè)總?cè)藬?shù)；符號Labour_Qh代表青海省甘肅省就業(yè)總?cè)藬?shù)；符號CE1代表第一個協(xié)整公式；符號CE2代表第一個協(xié)整公式；符號D()代表對括號中的指標進行差分運算的結(jié)果；右下標的t代表時間標志。

與此同時，我們利用表4中的因果分析結(jié)果，也得到了五?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的多個VAR模型?？紤]到文章篇幅所限，我們在此不再對這些VAR模型進行具體展示，而是通過下面的脈沖響應分析、方差分解分析來深入分析每個地區(qū)對應模型的深入內(nèi)涵。

4.2 對構(gòu)建模型所得結(jié)果的分析論證

我們通過對每個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）單獨進行脈沖響應和方差分解進行對應的模型分析見圖1～8。

圖1 新疆全社會固定資產(chǎn)投資對地區(qū)生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖2 新疆全社會固定資產(chǎn)投資對地區(qū)生產(chǎn)總值的方差分解圖

就新疆而言，只有固定資產(chǎn)投資對本地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著的統(tǒng)計性影響，通過上述兩圖的分析結(jié)果來看，固定資產(chǎn)投資對本地區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值的脈沖影響是逐步增大的，在觀察的10個周期內(nèi)，其增長速度在第一個周期內(nèi)是最為迅速的，隨后的剩余周期內(nèi)其增長速度基本保持穩(wěn)定。就影響的絕對誤差而言，在前三個周期內(nèi)的影響是急速上升的，在第四個周期之后其影響基本保持穩(wěn)定，數(shù)值穩(wěn)定在45%左右。綜合上述結(jié)果可以看出，就新疆發(fā)展而言，主要是外生型經(jīng)濟模式，這一點是由其經(jīng)濟發(fā)展完全依賴固定資產(chǎn)投資決定的。由于經(jīng)濟的外生型，其經(jīng)濟發(fā)展過程中勢必存在一定的波動性，隨著固定資產(chǎn)投資的逐步追加，經(jīng)濟波動性也逐步加劇。這種經(jīng)濟形態(tài)對該地區(qū)經(jīng)濟的長遠發(fā)展較為不利。

就青海而言，全社會就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資、能源消費對本地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著的統(tǒng)計性影響，通過上述三圖的分析結(jié)果來看，就業(yè)人數(shù)對經(jīng)濟發(fā)展的影響是穩(wěn)定性的線性增長的。全社會固定資產(chǎn)投資總額對經(jīng)濟發(fā)展的脈沖影響在觀察期的大部分非常微弱，只有到觀察期的末期（最后兩個周期）才出現(xiàn)了小幅的上升式影響。而能源消費對經(jīng)濟發(fā)展的脈沖影響在青海而言，效果比之固定資產(chǎn)更加微弱，基本可以忽略不計。結(jié)合上述三者對經(jīng)濟的方差分解效果來看，就業(yè)總?cè)藬?shù)對經(jīng)濟的方差影響是逐步增加的，在觀察期內(nèi)其影響幅度最多達到25%左右。而固定資產(chǎn)投資對生產(chǎn)總值的方差分解基本為波動式的增長趨勢，其影響范圍的最高值在觀察期末期達到40%左右。同時，能源消費對青海經(jīng)濟的方差影響非常微弱，只有瞬間出現(xiàn)了10%的影響值，其余觀察期內(nèi)均穩(wěn)定在2%左右。結(jié)合上述兩個方面的分析結(jié)果，我們確定了青海省的經(jīng)濟發(fā)展正在向內(nèi)生型方式轉(zhuǎn)變，固定資產(chǎn)和能源的使用對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用不再顯著，但是受制于區(qū)域內(nèi)部勞動力供給不足的影響，其內(nèi)生經(jīng)濟發(fā)展出現(xiàn)了顯著的短板——缺乏充足的有效勞動力，因此今后一個階段，提高本地區(qū)勞動力的質(zhì)量，吸引外地高質(zhì)量勞動力人才來青海創(chuàng)業(yè)、就業(yè)就成為當務之急。

圖3 青海全社會就業(yè)總?cè)藬?shù)對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖4 青海全社會固定資產(chǎn)投資對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖5 青海全社會能源消費總量對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖6 甘肅就業(yè)總?cè)藬?shù)對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖7 甘肅固定資產(chǎn)投資對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

圖8 甘肅能源消費總量對生產(chǎn)總值的脈沖響應圖

就甘肅而言，全社會就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資、能源消費對本地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著的統(tǒng)計性影響。就就業(yè)人數(shù)而言，從脈沖分析結(jié)果和方差分解結(jié)果來看，該地區(qū)對勞動力的需求具有顯著的階段性。這種階段性體現(xiàn)在該省對勞動力的需求從總體上與青海省是一致的，都需要大量有效勞動力。但是區(qū)別在于，該省對勞動力的需求具有突變性，在勞動力供給達到該省的有效需求點后，勞動力供給的效果會逐步衰弱，這一點與青海省存在較大的差別。就固定資產(chǎn)投資而言，甘肅省的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟的拉動效果是非常顯著的，且這種效果在較短的時間內(nèi)就內(nèi)體現(xiàn)出來。而能源消費對甘肅省的影響與青海省類似，影響非常微弱。綜合上述分析結(jié)果可以確定，甘肅省的經(jīng)濟基礎(chǔ)較為薄弱，經(jīng)濟建設(shè)中缺失的項目較多，從而才導致了目前的固定資產(chǎn)投效非常顯著的特征。而該省由于具有較多高校和研究所，因此人力資源基礎(chǔ)較好，對人力資源的需求具有顯著的突變特征。

就陜西而言，其發(fā)展特征與甘肅類似，而寧夏的發(fā)展特征與青海較為類似。因此，在這里我們不再對二省進行具體論述。

5 總結(jié)

通過上述分析，我們明確了所研究的西部五省（自治區(qū)、直轄市）的經(jīng)濟發(fā)展特征，這些特征主要是集中在以下幾個方面：第一、區(qū)域發(fā)展對能源的依賴度不高，第二、區(qū)域發(fā)展在部分地區(qū)對人力資源的依賴度較高，第三、經(jīng)濟發(fā)展在部分地區(qū)對固定資產(chǎn)投資存在依賴性。第四、區(qū)域內(nèi)部的能源生產(chǎn)總量是顯著地高于對能源的使用總量的。結(jié)合上述四點特征可以看出，西部區(qū)域的能源開發(fā)對全國經(jīng)濟發(fā)展起到了顯著的作用，但是對本地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展卻未起到應有的作用，這說明我國資源稅費形成機制存在問題。能源出口?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）未能從能源出口中收益，嚴重制約了后續(xù)的能源繼續(xù)輸出。因此，要想深入發(fā)展，必須盡快出臺能源稅費具體、可行、與市場接軌的方案，以使得能源發(fā)展更加合理、有效、符合市場規(guī)律。就西部地區(qū)而言，基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、硬件條件不足，國家能夠考慮出臺更加有針對性的扶持方案，重點從高速鐵路、高速公路路網(wǎng)等的建設(shè)中具體體現(xiàn)，加快西部與外部的連接，重點是打通西部地區(qū)與中亞乃至歐洲的新絲綢之路。在人力資源發(fā)展中，西部地區(qū)增加一到兩所985高校，通過本地區(qū)的人才培養(yǎng)方式，以西部地區(qū)人才重點引進的渠道，確保西部地區(qū)人家不在孔雀東南飛。通過上述多個層面，多角度的扶持，同時結(jié)合西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展更加具備自身特點的工作展開，西部地區(qū)的經(jīng)濟繁榮將不再遙遠。

[1]袁成.我國金融發(fā)展中的保險效應研究——基于VEC模型的實證檢驗[J].經(jīng)濟經(jīng)緯,2013，(6).

[2]王方方,扶濤.CEPA框架下的粵澳經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系演變——基于VEC模型的實證分析[J].廣東商學院學報,2013，(5).

[3]楊毅.李嘉圖等價定理在我國的適用性分析——基于VEC模型的實證研究[J].金融理論與實踐,2013，(8).

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[5]張亞明,胡澤明,唐朝生,劉邦凡.首都經(jīng)濟圈區(qū)域經(jīng)濟空間分異研究[J].管理現(xiàn)代化,2013,(5).

[6]張松林,耿瑞霞.“區(qū)域全球化”、“區(qū)域地方化”與區(qū)域經(jīng)濟增長——兼論改革開放以來中國沿海地區(qū)的經(jīng)濟增長模式[J].學習與實踐,2013,(10).

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[8]Olivier Coibion,Daniel Goldstein.One for Some or One for All?Taylor Rules and Interregional Heterogeneity[J].Journal of Money,Credit and Banking,2012,(44).

[9]王軍,王朝全.新能源、傳統(tǒng)能源與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——以四川省為例[J].科技管理研究,2013,(9).

[10]劉淑蓮,楊超,李井林.并購動因、特征與管理者薪酬問的因果關(guān)系——實證文獻的綜述[J].經(jīng)濟問題探索,2013,(10).