張 權，唐 葵

（1.武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，武漢 430072；2.上海大學 國際工商管理學院，上海 200444）

基于VAR的吉林省經(jīng)濟增長分析

張 權1，唐 葵2

（1.武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，武漢 430072；2.上海大學 國際工商管理學院，上海 200444）

文章以吉林省1978～2007年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗和模型，從長期均衡角度，對吉林省地方財政支出、銀行信貸規(guī)模、對外貿易總額與吉林省經(jīng)濟增長的關系進行了實證研究。研究結果表明：地方財政支出、銀行信貸規(guī)模對經(jīng)濟增長的拉動作用不顯著，對外貿易對經(jīng)濟增長的拉動作用顯著，屬于“進口”拉動型經(jīng)濟。

經(jīng)濟增長；地方財政支出；信貸規(guī)模；對外貿易；模型

1 模型、變量選取和數(shù)據(jù)來源

向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR）把系統(tǒng)中每個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，可以用來刻畫和描述幾個變量之間共同變動的關系，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型，它常常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。通過其變形（模型的移動平均形式）還可以計算出其中一個變量的微小變化對其他變量產(chǎn)生的影響。VAR模型可以表示為：

其中：yt是k維內生變量向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)，A1,A2,…,Ap是k×k維被估計的系數(shù)矩陣，是維擾動向量。

我們在此應用VAR模型來考察財政支出、信貸規(guī)模、對外貿易對吉林省經(jīng)濟增長的影響。本文選取與吉林省經(jīng)濟增長情況密切相關的國民生產(chǎn)總值、財政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對外貿易四個變量。

（1）國民生產(chǎn)總值（GDP）。該指標反映吉林省經(jīng)濟增長情況，選取年按三大產(chǎn)業(yè)核算的吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值。

（2）財政支出規(guī)模（CZZC）。該指標選取年吉林省地方財政本年支出的決算數(shù)。

（3）銀行信貸規(guī)模（YHXD）。該指標選取年吉林省銀行各項貸款余額，包括：短期貸款、中長期貸款、委托貸款、票據(jù)貸款等。

（4）外貿總額（WMZE）。該指標反映吉林省對外貿易情況，選取年吉林省對外貿易總額，包括進口總額和出口總額。

為消除物價上漲因素的影響,本文以年為基期的居民消費價格指數(shù)CPI對各個變量進行調整，同時為消除數(shù)據(jù)的異方差性，對國民生產(chǎn)總值、財政支出規(guī)模、銀行信貸資金規(guī)模、外貿總額四個變量進行對數(shù)變換，對數(shù)變換后的數(shù)據(jù)分別用LnGDP、LnCZZC、LnYHXD、LnWMZE表示。本文所用數(shù)據(jù)來源于年《吉林省統(tǒng)計年鑒》。

2 實證分析過程

2.1 協(xié)整關系分析

協(xié)整分析是研究非平穩(wěn)時間序列相關關系的有效方法，它是從經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)所顯示的關系出發(fā)，判定變量之間的長期均衡關系。協(xié)整分析適用于檢驗兩個（或以上）變量之間是否存在長期的穩(wěn)定關系。根據(jù)時間序列變量間協(xié)整關系檢驗原理，首先要進行變量的平穩(wěn)性檢驗。如果變量都是單整變量，只有當它們的單整階數(shù)相同才能協(xié)整。

（1）變量平穩(wěn)性檢驗

本文采用 ADF（Augmented Dickey-Fuller test）方法，檢驗上述各時間序列變量的穩(wěn)定性，檢驗結果如表1。

由檢驗可知，四個時間序列都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以是一階單整序列I（1）。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗

表2 變量的協(xié)整檢驗結果

表3 Granger因果關系檢驗結果

（2）協(xié)整檢驗分析

如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的則稱這些變量之間存在協(xié)整（Cointegration）關系。協(xié)整關系反映了變量之間存在的一種長期穩(wěn)定的均衡關系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法，結果見表2。

表2的檢驗結果表明，在的顯著性水平上，變量之間存在1個協(xié)整關系，說明吉林省的國民生產(chǎn)總值、財政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對外貿易這四個變量之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系。

協(xié)整檢驗結果可以說明變量之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系，但這種關系是否具有因果性還需要進一步檢驗。Granger因果關系檢驗法要檢驗的就是這類的因果關系是否存在。吉林省國民生產(chǎn)總值、財政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對外貿易這四個變量的Granger在的顯著性水平上因果關系檢驗結果見表3。

從表3可以看出，國民生產(chǎn)總值與財政支出規(guī)模不存在雙向Granger因果關系，國民生產(chǎn)總值是財政支出規(guī)模的Granger原因，而財政支出規(guī)模卻不是國民生產(chǎn)總值的Granger原因；國民生產(chǎn)總值與銀行信貸規(guī)模也不存在雙向Granger因果關系，國民生產(chǎn)總值不是銀行信貸規(guī)模的Granger原因，銀行信貸規(guī)模也不是國民生產(chǎn)總值的原因；國民生產(chǎn)總值與對外貿易總額也不存在雙向因果關系，對外貿易總額的增長是吉林省經(jīng)濟增長的Granger原因，經(jīng)濟增長卻不是對外貿易總額的增長的Granger原因。

2.2 脈沖響應函數(shù)分析和方差分解分析

脈沖響應函數(shù)描述一個內生變量對誤差變化大小的反應，即用來衡量隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對內生變量當期值和未來值的影響。圖1、2、3、4是VAR對（3）模型的脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。實線為脈沖響應函數(shù)值隨時間的變化路徑，兩側虛線為響應函數(shù)值加、減兩倍標準差的置信帶。圖1反映GDP對其自身的一個信息的沖擊，在第一期就有一個正的效應，然后衰減，到第二期又開始逐漸增強，并在第四期達到最高，以后逐期回落，到第八期轉為零。圖2反映GDP對財政支出的一個信息的沖擊，在第一期效應不明顯，第二期開始增強，以后各期逐漸增強到第七期達到最大，以后緩慢回落，但仍保持正的效應。圖3反映GDP對銀行信貸的一個信息的沖擊，在整個期間效應反映不明顯，只是從第六期開始有一點點正的效應。圖4反映GDP對對外貿易的一個信息的沖擊，第一期效應不明顯，第二期開始增強，第三期至第七期有比較平穩(wěn)的正效應，以后緩慢回落，從第八期開始又比較平穩(wěn)。

方差分解是SIMS于年提出的一種描述系統(tǒng)動態(tài)的方法，通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)各變量的隨機沖擊所做的貢獻，計算出每一個變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例，可以了解不同變量的相對重要性。從圖5可以看出，在GDP的波動中，有0～40%的波動可以由財政支出來解釋，有0～30%的波動可以由對外貿易來解釋，GDP自身的波動占了29～100%，銀行信貸的波動的解釋部分只占了0%-1%。財政支出、銀行信貸、對外貿易在第一期對GDP都沒有影響，從第二期起財政支出、對外貿易開始對GDP產(chǎn)生影響，對外貿易對GDP的影響是迅速的，而財政支出對GDP的影響是緩慢的，且對外貿易對GDP的影響要比財政支出對GDP的影響大，一直到第七期財政支出對GDP的影響才超過對外貿易對GDP的影響，銀行信貸無論是短期還是長期對GDP的影響都不顯著。從圖6可以看出，在財政支出的波動中，有6%-36%的波動可以由GDP來解釋，有0%-8%的波動可以由對外貿易來解釋，財政支出自身的波動占了54%-87%，銀行信貸的波動的解釋部分只占了0%-6%。前三期財政支出自身的波動對財政支出影響很大，達到了80%以上，GDP對財政支出影響是逐漸減弱的，但是從第三期開始，財政支出自身的波動對財政支出影響迅速減弱，而GDP對財政支出影響則迅速增強，第七期開始兩者對財政支出影響趨于平穩(wěn)，在整個期間，銀行信貸、對外貿易的波動對財政支出影響是穩(wěn)定的，一直在8%以下。

3 結論及政策建議

圖1

圖2

圖3

圖4

圖5

圖6

以上分析可以看出，吉林省財政支出規(guī)模、銀行信貸規(guī)模、對外貿易與吉林省的經(jīng)濟增長確實存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系。（1）財政支出對產(chǎn)生的影響不顯著，說明在吉林省財政支出中，生產(chǎn)建設性支出所占比例較小，非生產(chǎn)建設性支出所占比例較大，在地方財力總量不變的情況下，不利于發(fā)揮財政資金對經(jīng)濟增長的促進作用，但從另一方面反映出吉林省“公共財政”建設達到了一個比較高的程度；（2）銀行信貸規(guī)模對經(jīng)濟的推動作用沒有體現(xiàn)出來，說明吉林省金融機構的信貸資金投放受非經(jīng)濟因素影響較大，市場對信貸資金資源的配置功能體現(xiàn)的不充分，在一定程度上還存在著信貸資金投放結構不合理和效率低下的問題,在中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會發(fā)布的2008年年報中，主要商業(yè)銀行不良貸款率排名吉林省位于第2位，不良貸款比率達5.08%；（3）對外貿易對促進經(jīng)濟增長起著重要作用，其中進口拉動作用明顯，出口不明顯，說明吉林省經(jīng)濟增長是“進口拉動型”經(jīng)濟，商品出口缺乏競爭力，出口增長主要靠政策扶持。

基于以上研究，本文提出如下建議：（1）加大經(jīng)濟結構調整的力度。從產(chǎn)業(yè)結構看，吉林省的產(chǎn)業(yè)結構還不合理，2007吉林省年三次產(chǎn)業(yè)比重為15.6:45.7:38.7，分別比全國平均水平高3.9個百分點、低3.5個百分點、低0.4個百分點。在工業(yè)內部結構中，支柱產(chǎn)業(yè)所占比重過大，汽車、運輸設備、石化、食品產(chǎn)業(yè)占規(guī)模以上工業(yè)的比重為61.5%。從所有制結構看，2007年國有經(jīng)濟比重從過去的80%降到36%，但規(guī)模以上工業(yè)中國有資產(chǎn)仍占工業(yè)總資產(chǎn)的67.8%，民營經(jīng)濟發(fā)展不快，總量占GDP的38.8%，不僅與南方發(fā)達省份存在較大差距，也低于全國平均水平。從區(qū)域結構看，縣域經(jīng)濟是發(fā)展中的“短板”，縣域面積占全省總面積的90%以上，人口占近70%，GDP比重卻為50%，縣域規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值比重為21.7%，對全省工業(yè)增長貢獻率為26.3%。東、中、西部發(fā)展不平衡，西部地區(qū)發(fā)展相對滯后。從企業(yè)結構看，大企業(yè)左右經(jīng)濟形勢的特征明顯。中小企業(yè)雖然戶數(shù)在增多，但總量小、實力弱。以科技創(chuàng)新與成果產(chǎn)業(yè)化為支撐，促進結構調整；（2）積極推進和完善“省管縣、鄉(xiāng)財縣管”的財政管理體制改革，加大爭取中央財政資金的力度，降低財政供養(yǎng)人口，合理擴大財政生產(chǎn)性支出,適度壓縮消費性支出，努力提高財政資金的使用效率；（3）降低信貸資金分配受到的政策性影響，充分發(fā)揮市場機制對信貸資金作為生產(chǎn)要素的配置作用，努力提高信貸資金的使用效率；（4）繼續(xù)擴大進口，特別關注對影響全省較大的商品如汽車零部件、資源性商品在國際市場的變動情況及對我省進口的影響，同時努力提高出口商品的競爭力，擴大出口。

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（責任編輯/易永生）

F812.2

A

1002－6487（2010）23－0118-03

國家社科基金資助項目（08BJY107）；中國發(fā)展研究基金會資助項目（2007021）

張 權(1970-)，男，吉林白山人,博士研究生，講師，研究方向：財稅理論與實務。