□文/顧素娜

（新疆財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與信息管理學(xué)院 新疆·烏魯木齊）

一、引言

近年來，新疆經(jīng)濟(jì)保持較快增長，在推進(jìn)新疆跨越式發(fā)展和長治久安進(jìn)程中邁出了堅實的步法。然而，新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的外部形勢復(fù)雜多變，如何保持新疆經(jīng)濟(jì)持續(xù)較快增長，在推進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時，著力提高發(fā)展的質(zhì)量與效益問題是我們應(yīng)該關(guān)注的問題。本文通過模擬構(gòu)建VECM模型的過程，分析進(jìn)口、出口及消費對新疆經(jīng)濟(jì)增長的影響，為實現(xiàn)新疆跨越式發(fā)展提供政策依據(jù)。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)的選擇及處理。在指標(biāo)選取時，本文以工業(yè)增加值代替國民生產(chǎn)總值指標(biāo)反映新疆的經(jīng)濟(jì)增長水平，以社會消費品零售總額反映新疆的消費水平，以進(jìn)口額和出口額反映新疆的對外貿(mào)易水平。選取樣本區(qū)間為2003年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源：中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、新疆統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。

由于部分年份的工業(yè)增加值12月份的數(shù)據(jù)缺失，本文用觀測值與時間t進(jìn)行回歸分析，然后用回歸后的擬合值填補缺失值。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，收集消費者價格指數(shù)（從2003年1月到2010年12月），分別將工業(yè)增加值、社會消費品零售總額調(diào)整為以2003年為基期的數(shù)據(jù)；由于進(jìn)口額和出口額以美元為單位，先用各月人民幣對美元的匯率換算成人民幣數(shù)值，然后再用消費者價格指數(shù)進(jìn)行平減。通過繪制變量序列隨時間變化的圖形，發(fā)現(xiàn)序列組具有比較明顯的季節(jié)和不規(guī)則變動，對其進(jìn)行CensusX12季節(jié)調(diào)整，分別記為：GY、SL、IM、EX。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對調(diào)整過后的各變量取自然對數(shù)，分別記為：LnGY、LnSL、LnIM、LnEX。

（二）平穩(wěn)性檢驗。在時間序列分析中，為了避免由于經(jīng)濟(jì)變量本身的不平穩(wěn)產(chǎn)生偽回歸，有必要對經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文通過ADF單位根檢驗方法對 LnGY、LnSL、LnIM、LnEX 的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。通過檢驗，在5%的顯著水平下，LnGY、LnSL、LnIM、LnEX ADF 在水平值的絕對值都小于1%顯著水平下臨界值的絕對值，表明4個變量的水平值都存在單位根，均為非平穩(wěn)時間序列。在1%的顯著水平下，LnSL、LnIM、LnEXADF 為一階差分平穩(wěn)的，LnGY在5%的顯著水平下為一階差分平穩(wěn)的，因此，四個變量都是一階單整的I（1）過程，滿足協(xié)整檢驗的條件，下面對其進(jìn)行協(xié)整檢驗分析。

（三）長期均衡分析：協(xié)整檢驗。由于向量誤差修正模型只能應(yīng)用于存在協(xié)整關(guān)系的變量序列，因此在建立VEC模型之前需要進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。通過協(xié)整檢驗可以判斷一組非穩(wěn)定序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，也可通過協(xié)整檢驗判斷線性回歸設(shè)定是否合理。對于多個變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗采用的是Johansen協(xié)整檢驗法（簡稱JJ法），本文采用JJ法。

1、滯后期的確定。協(xié)整檢驗對變量滯后階數(shù)十分敏感，不當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)可能導(dǎo)致虛假協(xié)整。在選擇滯后階數(shù)時，一方面要使滯后數(shù)足夠大，以便能反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征；另一方面滯后數(shù)越大，需要顧及的參數(shù)就越多，模型的自由度就減少。為此，本文綜合采用修正的似然比檢驗（LR），AIC以及SC準(zhǔn)則來確定最優(yōu)的滯后階數(shù)為4期。

2、JJ協(xié)整檢驗。由于協(xié)整檢驗是對無約束的VAR模型施以向量協(xié)整約束后的VAR模型，因此進(jìn)行協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最后滯后階數(shù)為3。依據(jù)JJ法判斷準(zhǔn)則，說明在5%的 顯 著 水 平 下 LnGY、LnSL、LnIM、LnEX之間存在一個協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：LnGY=0.729464LnSL+0.664339LnIM+1.055388LnEX+Ut

其中，Ut是誤差修正項。該協(xié)整方程表明新疆的經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易與對內(nèi)貿(mào)易之間存在長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從所估計的方程可以看到，進(jìn)口額、出口額和社會消費品零售總額對新疆的經(jīng)濟(jì)都具有明顯的促進(jìn)作用，進(jìn)口額的對數(shù)每增加1%，新疆工業(yè)產(chǎn)值大約增加0.73%；出口額的對數(shù)每增加1%，新疆工業(yè)產(chǎn)值大約增加1.05%；社會消費品零售總額每增加1%，新疆工業(yè)產(chǎn)值增加6.6%，新疆本區(qū)的消費和進(jìn)口額對新疆經(jīng)濟(jì)增長的影響都小于出口對新疆經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（四）VECM模型的估計

1、基于VECM的方差分解。本文通過利用方差分解方法分析出口額、進(jìn)口額和消費對新疆經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。從變量方差分解結(jié)果的表格顯示可以看出，在一期預(yù)測中，LnGY預(yù)測方差全部是由價格自身擾動所引起的，這是由于方差分解的第一個輸入的變量是“LnGY”。在第四期預(yù)測中，工業(yè)增加值有0.02%是由出口擾動引起的，而82.1%的部分是由其自身擾動所引起的，14.3%的部分是由社會消費品零售額擾動引起的。隨著預(yù)測期的推移，工業(yè)產(chǎn)值預(yù)測方差中由社會消費品零售額擾動引起的部分增加，而由自身擾動引起的部分下降但其所占有的百分比還是比較大。大約在第24期左右，工業(yè)增加值預(yù)測方差有55.2%是由其自身擾動引起的，24.6%是由社會消費品零售額擾動引起的，8.1%是由進(jìn)口額擾動引起的，12.11%是由出口擾動引起的。通過對預(yù)測誤差的分解得出，消費和出口可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而進(jìn)口貿(mào)易對新疆經(jīng)濟(jì)增長的作用比較小。

2、向量誤差修正模型分析。VECM=LnGYt-1+0.729464LnSLt-1+0.664339LnIMt-1+1.055388LnEXt-1+0.245127。在誤差修正模型中，一階差分表示變量的短期波動；ECM為誤差修正項，其系數(shù)表明長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整力度。式中的誤差修正項系數(shù)的t統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明經(jīng)濟(jì)增長短期波動受自身、進(jìn)出口額和社會消費品零售額四者長期均衡關(guān)系的影響顯著。其誤差修正系數(shù)為0.010319，調(diào)整系數(shù)的符號與長期均衡的收斂方向一致，說明經(jīng)濟(jì)增長受到干擾偏離均衡時，將受到一個0.010319速度相同調(diào)整力度，使其在短期內(nèi)回復(fù)均衡水平。

三、結(jié)論

1、新疆工業(yè)增加值、進(jìn)口額、出口額和社會消費品零售額序列均為非平穩(wěn)序列，但一階差分是平穩(wěn)的，它們之間存在長期均衡關(guān)系，各變量都能通過長期均衡關(guān)系相互影響。

2、出口和社會消費對經(jīng)濟(jì)增長的作用大于進(jìn)口對新疆經(jīng)濟(jì)增長的作用。

3、出口對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的積極作用，可以說新疆是出口導(dǎo)向性經(jīng)濟(jì)增長地區(qū)。因此，新疆應(yīng)利用地理優(yōu)勢，在提高居民消費水平的同時，加強與周邊國家的進(jìn)出口貿(mào)易，促進(jìn)新疆經(jīng)濟(jì)較快地發(fā)展。

［1］高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2006.

［2］唐小玉，胡毅.國際石油價格對新疆石油工業(yè)影響的實證分析——基于VEC模型［J］.區(qū)域經(jīng)濟(jì)，2011.7.