暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院 郗篤鵬

經(jīng)濟(jì)增長不僅真實地反映了國民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況，還體現(xiàn)著國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。居民消費水平除了反映了居民的購買力水平，還反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展走勢，為國家制定消費、價格、工資、貨幣政策及進(jìn)行國民經(jīng)濟(jì)核算提供依據(jù)。研究數(shù)據(jù)顯示居民消費增長是改革開放以來我國總需求增長最主要、最穩(wěn)定和最安全的推動力，消費增量占經(jīng)濟(jì)增量的比重一般在60%左右波動，處于主導(dǎo)地位，因此研究居民消費水平對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有十分重要的現(xiàn)實意義與理論意義。

1 文獻(xiàn)綜述

目前文獻(xiàn)中關(guān)于居民消費和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的研究都僅限于對時間序列進(jìn)行分析，反映國家的總體經(jīng)濟(jì)情況和人民消費水平。比如對全國國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的；而對全國居民消費價格指數(shù)時間序列數(shù)據(jù)檢驗，在5%顯著性水平下序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。一個平穩(wěn)序列與一個非平穩(wěn)序列間是不可能存在協(xié)整關(guān)系的，所以在該模型中，國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費價格指數(shù)不存在協(xié)整關(guān)系。我國各地區(qū)發(fā)展水平不平衡，改革開放力度不一致，各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)水平和居民消費情況明顯存在很大差異。按照宏觀經(jīng)濟(jì)理論，經(jīng)濟(jì)增長和居民消費在一定時期內(nèi)應(yīng)存在一種共同的變化趨勢與均衡關(guān)系。影響檢驗結(jié)果與實際不一致的原因是由于時間序列分析的低勢問題，即樣本信息量不足。

面板數(shù)據(jù)分析是近幾十年發(fā)展起來的新的計量方法，能更多地挖掘樣本信息量，很好地體現(xiàn)時空間的統(tǒng)計特性。因此本文采用面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整檢驗研究居民消費水平和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，該模型的具有有點如下:首先，面板數(shù)據(jù)分析能克服時間序列數(shù)據(jù)的缺陷；其次，面板單位根檢驗?zāi)軌蚩朔唐跀?shù)據(jù)的缺陷和小樣本造成的影響；最后，面板協(xié)整檢驗比傳統(tǒng)方法增加了自由度，完全修正普通最小二乘法，也能夠修正由于內(nèi)生和回歸關(guān)聯(lián)導(dǎo)致的標(biāo)準(zhǔn)OLS偏差。

2 研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法

Engle和Granger指出，變量間協(xié)整的前提是各變量是同階單整。因此在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗前，首先要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。從而確定二者之間的關(guān)系。下面分別介紹本研究所用的面板單位根檢驗、協(xié)整檢驗等方法。

2.1.1 面板單位根檢驗

所謂面板單位根檢驗是指將面板數(shù)據(jù)中的變量各橫截面序列作為一個整體進(jìn)行單位根檢驗，由于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗到目前為止還沒有完全統(tǒng)一，為了檢驗的穩(wěn)健性，本文采用了五種單位根檢驗方法，主要有LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher檢驗和Hadri檢驗。

2.1.2 面板協(xié)整檢驗

迄今在面板數(shù)據(jù)中關(guān)于協(xié)整的檢驗，主要有兩種途徑:一種是原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，使用類似Engle和Granger(1987)平穩(wěn)回歸方程，從面板數(shù)據(jù)中得到殘差構(gòu)造統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗，如Pedroni(1999)、Kao(1999)就屬于類似的分析；另一種是原假設(shè)存在協(xié)整關(guān)系的，如McCoskey和Kao(1998)中的LM檢驗。面板協(xié)整方程估計方法即完全修正普通最小二乘法估計(FMOLS ESITMATE)。在得出變量之間具有協(xié)整關(guān)系后，如果直接用OLS來估計參數(shù)則是有偏的，因此有必要對其進(jìn)行修正。

本文將應(yīng)用Pedroni(1999)中提出的面板協(xié)整的方法來分析中國東部地區(qū)的居民消費水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否存在協(xié)整關(guān)系，選用PCSEOLS估計方法。

2.2 指標(biāo)數(shù)據(jù)說明

對居民消費和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行定量分析時，根據(jù)其經(jīng)濟(jì)含義和統(tǒng)計特性，選用反映經(jīng)濟(jì)增長情況的數(shù)據(jù)選用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI和反映居民消費水平的數(shù)據(jù)選用居民消費價格指數(shù)CPI。

本文選取我國東部l0個省市自治區(qū)、直轄市的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI與居民消費價格指數(shù)CPI為研究對象，研究他們之間的面板協(xié)整關(guān)系，這l0個地區(qū)包括:北京、天津、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南。數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1990～2010年共20年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為平穩(wěn)的。

表1 東部地區(qū)GDPI和CPI水平值及一階差分面板單位根檢驗結(jié)果

3 實證結(jié)果及分析

3.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

我們用前文所提到的五種方法對經(jīng)濟(jì)增長GDPI和居民生活消費CPI的水平值及其一階差分進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果由表1知，在5%的顯著性水平下，當(dāng)對GDPI和CPI的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗時，除Breitung檢驗外，LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF與Fisher-PP檢驗，無論是檢驗回歸式中包括常數(shù)項還是同時包括常數(shù)項和趨勢項，檢驗結(jié)果都表明強(qiáng)烈拒絕“存在單位根”的零假設(shè)；而Hadri檢驗對GDPI和CPI的包含常數(shù)項的回歸式檢驗時接受零假設(shè)“不存在單位根”，即為平穩(wěn)的，對同時包括常數(shù)項和趨勢項的回歸式檢驗時拒絕原假設(shè)，即為不平穩(wěn)的。由此，綜合地判定GDPI和CPI面板數(shù)據(jù)為零階協(xié)整的。由于面板數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，應(yīng)用最小二乘法可能導(dǎo)致偽回歸，所以必須要分析相關(guān)變量的協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而分析理論模型的長期關(guān)系。

3.2 面板協(xié)整檢驗

檢驗二者同階單整后，本文接著進(jìn)行面板協(xié)整檢驗。其中除Panel v-stat為右尾檢驗之外，其余的統(tǒng)計量均為左尾檢驗；對于大于100的樣本來說，所有的7個統(tǒng)計量的檢驗效力都很好并且很穩(wěn)定。但是對于小樣本(T<20)來說，Group ADF統(tǒng)計量是最有效力的，接下來是Panel-V統(tǒng)計量和Panel-Rho統(tǒng)計量，本文研究的是小樣本數(shù)據(jù)，因此主要看這三個統(tǒng)計量。

通過本文的協(xié)整結(jié)果，可以看出東部地區(qū)的這三個統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。由此可知，東部地區(qū)GDPI和CPI存在長期均衡關(guān)系。

3.3 回歸模型的確定

3.3.1 確定回歸模型影響形式

面板數(shù)據(jù)回歸模型影響形式有兩種:固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本文利用Hausman檢驗方法確定模型的具體形式。經(jīng)過檢驗，東部地區(qū)模型的Hausman統(tǒng)計量是0.008，P值是0.926大于0.05，接受原假設(shè)，即選取隨機(jī)效應(yīng)模型。

3.3.2 確定回歸模型形式

(2)根據(jù)F檢驗確定上述三種形式。首先，確定模型形式的F檢驗。原假設(shè):兩個如下:

判定規(guī)則:接受假設(shè) H2 則為不變參數(shù)模型(模型三)，檢驗結(jié)束。拒絕假設(shè)H2，則檢驗假設(shè)H1。如接受H1，則模型為變截距模型(模型二)。

其次，假設(shè)檢驗的 F 統(tǒng)計量的計算方法。第一，構(gòu)建變參數(shù)模型得殘差平方和S1 并考慮其自由度；第二，構(gòu)建變截距模型得殘差平方和S2并考慮其自由度；第三，構(gòu)建不變參數(shù)模型得殘差平方和S3并考慮其自由度。計算 F2 統(tǒng)計量與F1統(tǒng)計量:

獲得S1，S2，S3后手工計算F2，F(xiàn)1，并查找臨界值做出判定。

3.3.3 計算結(jié)果

根據(jù)公式計算F統(tǒng)計量，其中N=10、k=1、T=17，計算得到的兩個F統(tǒng)計量分別為:

F2=2.69；F1=3.3394。查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為:

Fa2(22,180)=1.47,Fa1(11,180)=1.78。由于 F2>1.47，所以拒絕H2；又由于 F1>1.78，所以也拒絕H1。因此，本文的模型應(yīng)采用變系數(shù)的形式。

3.4 回歸結(jié)果

表3 東部地區(qū)面板協(xié)整PCSEOLS估計結(jié)果

由PCSEOLS估計結(jié)果知，R2=0.955，說明模型擬合得很好；在5%的顯著性水平下，CPI系數(shù)全部統(tǒng)計顯著，故東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與居民消費水平之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。其中CPI的系數(shù)排前三的是:北京、上海和廣東。北京市CPI每增長1個百分點，GDPI增長1.79個百分點。福建省CPI系數(shù)最低，為0.798。說明居民消費促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長，而且是眾多發(fā)展因素中重要的一個原因，其作用明顯。

4 結(jié)語

本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)回歸分析模型，研究我國東部地區(qū)居民消費水平和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)二者存在長期協(xié)整關(guān)系，說明居民消費情況對經(jīng)濟(jì)增長具有持續(xù)的影響作用，且經(jīng)濟(jì)增長的幅度會一直隨著消費的水平高低而變化。同時近幾年國內(nèi)提出的“擴(kuò)大消費，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的政策，也彰顯了居民消費在促使經(jīng)濟(jì)增長上的持久影響，故今后地區(qū)在大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)時，應(yīng)注重增加居民的消費水平來有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

[1]陳海燕,張世英.我國經(jīng)濟(jì)增長與居民消費的面板協(xié)整檢驗[J].統(tǒng)計觀察,2006.

[2]李全喜,金鳳花等.區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的典型相關(guān)分析-基于全國面板數(shù)據(jù)[J].軟科學(xué),2010.

[3]魏峰,曹中.我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系研究-基于基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].統(tǒng)計研究,2007.