[摘要] 本文以湖北省1992年～2004年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正模型的分析框架，研究了湖北省民營經(jīng)濟(jì)對湖北省經(jīng)濟(jì)增長的短期與長期影響。其結(jié)果表明:湖北省民營經(jīng)濟(jì)對湖北省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是相當(dāng)巨大的。

[關(guān)鍵詞] 湖北民營經(jīng)濟(jì) 湖北經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整分析 誤差修正模型(ECM)

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，湖北民營經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展壯大，2004年實(shí)現(xiàn)增加值2343.52億元，占全省生產(chǎn)總值的比重高達(dá)42.2%，民營經(jīng)濟(jì)對全省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到50.5%，成為最具活力的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。本文將運(yùn)用協(xié)整理論對湖北省民營經(jīng)濟(jì)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證考察，以揭示出二者之間的內(nèi)在數(shù)理聯(lián)系。

二、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的初步分析

本文選取《2005年湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》中1992年——2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本空間。其中，湖北省民營經(jīng)濟(jì)增加值用MY來表示，湖北省經(jīng)濟(jì)增長用湖北省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來表示，湖北省零售物價(jià)格總指數(shù)用P來表示，樣本基期為1991年，GDP和MY均為名義變量。

為了剔除物價(jià)變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)變量的影響，利用湖北省零售物價(jià)格總指數(shù)(P)對湖北省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和湖北省民營經(jīng)濟(jì)增加值(MY)進(jìn)行平減。同時(shí)，為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對平減后的每個(gè)變量取對數(shù)，即：LGDP=log(GDP)，LMY=log(MY)。計(jì)算LGDP和LMY的相關(guān)性，得到二變量的相關(guān)系數(shù)為0.98054，呈現(xiàn)高度相關(guān)。因此，建立二變量的線性模型來解釋湖北省民營經(jīng)濟(jì)與湖北省經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是比較合適的。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

假定對數(shù)化后的各變量相應(yīng)的一階差分變量分別用iLGDP和iLMY表示。在Eview3.1中，采用擴(kuò)充迪基－富勒檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller Test）方法，對LGDP、LMY及其一階差分變量iLGDP、iLMY進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(表2)：

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

[注：在檢驗(yàn)形式中，i表示各自形式的一階差分；（C，T，L）中的C，T，L分別表示模型中的常數(shù)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù);*表示在1%的顯著性水平下的臨界值]

分析結(jié)果表明：時(shí)間序列變量LGDP和LMY都屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，其一階差分變量iLGDP和iLMY卻都成為了平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此，LGDP和LMY都是一階單整序列。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

由于模型中各變量均為一階單整，因此，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用EG兩步法對LGDP和LMY進(jìn)行回歸分析，并對其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(括號內(nèi)的數(shù)為t檢驗(yàn)值)。得到協(xié)整方程如下：

LGDP= -2.0818 + 1.3749*LMY

(-3.4282)(16.5654)

F=274.4129R2=0.9615A-R2=0.9580 DW=1.2327

對方程的殘差項(xiàng)E進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(表3)：

表3 方程殘差項(xiàng)ADF檢驗(yàn)

[注：（C，T，L）中的C，T，L分別表示模型中的常數(shù)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù);*表示在1%的顯著性水平下的臨界值]

檢驗(yàn)結(jié)果表明：LGDP和LMY存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡。

4.誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定存在誤差修正模型。因此，按照Hendry從一般到特殊的動(dòng)態(tài)建模原則以及無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為5，筆者從滯后五期開始將不顯著的變量逐步排除，最終得到的誤差修正模型為：

其中，ecm表示誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)，其值就是協(xié)整方程的殘差序列E。

誤差修正模型各個(gè)變量通過了顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整后的樣本決定系數(shù)為0.9848，說明模型擬和效果較好，通過White檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)表明方程不存在異方差和自相關(guān)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)小于0，符合反向修正原則。

三、結(jié)論

通過實(shí)證分析，可以得到以下一些結(jié)論：

第一，對數(shù)化后的變量LGDP和LMY的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.98054，呈現(xiàn)高度相關(guān)。因此，用湖北省民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展來解釋湖北省經(jīng)濟(jì)增長是比較合理的。

第二，經(jīng)過對數(shù)化后的數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明都具有一階單整；協(xié)整分析表明湖北省經(jīng)濟(jì)增長和湖北省民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

第三，協(xié)整方程可以作為彈性分析的依據(jù)。它表明:湖北省民營經(jīng)濟(jì)增加值平均每增長1個(gè)百分點(diǎn)，湖北省經(jīng)濟(jì)將增長1.3749個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，湖北省民營經(jīng)濟(jì)對湖北省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是相當(dāng)巨大的。

第四，誤差修正模型表明:從短期來看，滯后一期的湖北省經(jīng)濟(jì)增長以0.6009的比率對當(dāng)期湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行正影響；當(dāng)期的湖北省民營經(jīng)濟(jì)以1.1275的比率對當(dāng)期湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行正影響，滯后一期的湖北省民營經(jīng)濟(jì)以0.5617的比率對當(dāng)期湖北省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行負(fù)影響；滯后一期的非均衡誤差以0.5032的比率對當(dāng)期湖北省經(jīng)濟(jì)增長做出修正，即湖北省經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)向長期均衡的調(diào)整力度為0.5032。

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