吳仕宗

（西華師范大學 財務處，四川 南充 637009）

0 引言

2008年以來，我國經濟總體發(fā)展出現了資源依賴相對突出的問題，經濟增速逐步放慢。而后，借助中共中央“保增長、擴內需、調結構”決策，總體經濟出現了止跌回升、逐步走向好轉的扭轉局勢，而這其中我國各地區(qū)省市的居民收入、國內生產總值、財政收入等方面又出現了相應變化，故而結合上述因素，構建經濟增長與財政收入、居民收入、產業(yè)結構及對外開放程度等因素，作為衡量一國經濟增長，從中尋找推動其經濟進一步增長的途徑具有理論和實踐的意義。

本研究結合我國經濟增長過程中各發(fā)展區(qū)域，以區(qū)域經濟結構、外貿依賴程度、民眾收入與財政稅收等要素構建模型驗證變量，并以單位根和協整檢驗的方式眼整變量選取，并最終以偏最小二乘的方式驗證了研究假設。

1 研究框架與模型

1.1 變量選取與指標釋義

本研究著重針對我國經濟發(fā)展過程中，各個區(qū)域的經濟結構、居民及農村居民收入、外貿依賴程度等相關要素進行關聯影響研究，故而按照初始到代理指標模型的邏輯路線，進行模型的變量選取。針對上述各方面，分別以非農產業(yè)比重、民眾（城鎮(zhèn)以及農民）收入的GDP占比、對外貿易依存度等指標構建整個模型的樣本變量選取，涉及指標主要包含區(qū)域國民生產總值比重、第二和第三產業(yè)的經濟占比（非農類）、外經貿產業(yè)依存度、城鎮(zhèn)和農村居民的可支配收入以及純收入，以及人均財政收入，分別由rGDP、fn、wmc、cs、ns、rcz表示，詳細如表1所示。

表1 研究變量選取及其釋義

數據區(qū)間說明：選取的數據區(qū)間1990～2012年，本文對各數據都取自然對數進行計算。

1.2 研究樣本界定

基于我國各省市地區(qū)發(fā)展的不平衡，以及各地自然與環(huán)境稟賦差異及產業(yè)結構的不同，我國各地在民眾收入，即城鎮(zhèn)居民可支配收入、農村居民純收入增長上存在一定的差異；且模型驗證與分析過程中不便對于區(qū)域差異進行深入分析，故而本研究選取在自然環(huán)境、資源稟賦以及經濟發(fā)展相近的區(qū)域作為研究考察的區(qū)域，同時結合了各區(qū)域的行政劃分完整性，將研究區(qū)域劃分為如表2所示各區(qū)域。

1.3 初次模型構建

本研究針對現有研究分析，著重選取了我國人均的區(qū)域國民生產總值比重、第二和第三產業(yè)的經濟占比（非農類）、外經貿產業(yè)依存度、城鎮(zhèn)和農村居民的可支配收入以及純收入，以及人均財政收入等指標作為初次建模分析的基礎指標。根據上述分析，關聯回歸方程如下：

其中，本研究原始變量均進行了對數化處理，這主要是由于上述變量的直接數據截取分析，是作為非平穩(wěn)單位根序列前提下的均衡，其線性回歸的簡單化容易導致偽回歸分析結果的產生，這主要是由于各研究變量間的多重共線性所造成的，但也易造成被修正處理變量與整體模型間的關聯或部分均衡可能結果的缺失，那么由此而得的回歸驗證結果對于正確反映本研究間的關聯是不科學的。

表2 區(qū)域劃分

2 實證研究

2.1 單位根檢驗

本研究結合美國學者Nelson&Plosser(1982)關于宏觀經濟時序不穩(wěn)定，以及之后的Stock&Watson(1989)關于因果性檢驗的序列穩(wěn)定性敏感結果的觀點，針對模型構建的第一步做我國產業(yè)結構對應的國民生產總值時序平穩(wěn)性檢驗，同時考慮到實際經濟，本研究最終決定以ADF單位根檢驗法進行各對應變量的平穩(wěn)有序性檢驗，各非平穩(wěn)性數據的二階差分結果為平穩(wěn)數據，則可對應存在可能的協整關聯。

根據驗證可知，上述單位根檢驗方法獲得了各變量在5%顯著性水平不能拒絕原假設的驗證結果，也就是存在單位根，故而進行進一步的一階對數化差分處理，以便獲得變量的穩(wěn)定性，根據變量對應一階差分的單位根面板檢驗結果可知，驗證方法拒絕了對數化后的選取變量，即變量獲得一階單整，詳見表3所示。

2.2 協整檢驗

根據上述分析，本研究針對的五大變量的一階單整結果，則可以進行滿足協整條件的面板數據協整驗證。一般而言有Pedroni以及Kao檢驗的Engle and Granger兩步法，以及基于Johansen協整檢驗，前者主要以協整回歸殘差形成統(tǒng)計量的檢驗作為協整檢驗方式，取四個構建組內統(tǒng)計量，三個組間統(tǒng)計量；而Pedroni則以面板的ADF、群組ADF檢驗為主要研究手段；Johansen則以協整檢驗過程中的單體界面作為協整驗證結果，以獲得面板數據的檢驗統(tǒng)計值。

如表4所示，協整關聯1～5分別描述了變量人均GDP、非農經濟占比、人均財政收入間；城鎮(zhèn)居民可支配收入、農村居民純收入間；人均GDP、非農收入占比間；人均GDP、人均財政收入間；人均GDP、外貿依存度間；人均GDP、城鎮(zhèn)居民可支配收入間的協整關聯。

表3 面板數據的單位根檢驗

根據協整性檢驗的穩(wěn)定型需求，本研究結合利用Pedroni、Kao以及Johansen檢驗進行了組合的協整檢驗，根據上表結果可知，Johansen檢驗與Fisher聯合跡統(tǒng)計量以及后者的聯合λ統(tǒng)計均證實了各統(tǒng)計量的四協整關聯，Kao檢驗同樣證實了各統(tǒng)計量的1%檢驗顯著性，Pedroni檢驗同樣證實了這一點，不再贅述。

表4 面板數據協整檢驗結果

2.3 模型進一步的偏最小二乘回歸驗證

根據上述分析，主要針對初次模型（1）中所涉的rGDP、fn、wmc、cs、ns、rcz等對數化后指標進行基于Engle—Granger兩步法的Johansen協整檢驗處理，并結合上述處理后的長期均衡以普通最小二乘法(ordinary least squares,OLS)進行回歸驗證。但在此過程中，非農產業(yè)的GDP占比中的第三產業(yè)對數化數據尚未獲得驗證通過的結果，對其舍棄則易造成本研究最終結果對于現實的偏離，故而本研究在這一過程中借鑒了偏最小二乘法(Partial least squares regression,PLS)，

由于偏最小二乘集合了典型回歸、多元回歸和主成分(PCR)方法優(yōu)勢，能夠較為積極地克服變量自多重共線性的不良驗證結果偏差。同時，結合本研究的單因變量，故而利用了以下思路構建本研究的變量間關聯驗證。

按照以變量構建的集合[x0，∧，∧，xn]，形成針對n個觀測變量形成的n維因變量向量以及自變量的n×n觀測方陣，并以PLS方法提取對應的自變量觀測陣成分tk(tk∈[x0，∧，∧，xn])，其中約定tk能最大化攜帶上述組合矩陣中的變異性質信心，以避免經過ADF以及協整檢驗后的變量再次多重共線可能，并要求與Y變量組合關聯最大化，形成最終的自變量矩陣提取成分[t1，∧，tk]的最大精度，則上述PLS借助[t1，∧，tk]進行回歸驗證，形成關于原自變量對應矩陣[x1，∧，xp]量回歸方程。

其中，自變量成分階數則以現有研究廣泛運用的交差有效性系數來確定，其折算原理如下：

2.4 模型參數估計

表5 參數估計

如上表3所示，結合面板數據模型中個體隨機效應模型和時間隨機效應模型的Hausman檢驗弊端，結合個體與時間固定效應模型進行比較，形成本研究最終的個體固定效應模型，其中面板數據模型R2獲得0.9948，而修正后的R2則為0.9943，獲得高模型擬合度，對應的F值達到1800.2915，P值對應為0，證實了本驗證選取模型的顯著性，即驗證通過。

本研究選用的固定效應模型結果表明，我國的長三角、東北和環(huán)渤海地區(qū)獲得正數，證實了其相對較高的自適應能力和規(guī)模發(fā)展，而珠三角以及西南和中部地區(qū)則主要是因為其增量規(guī)模較小，以及相對較高的外部貿易經濟依賴較強。

3 結論

本研究利用ADF檢驗和Johansen協整檢驗，進行了針對經濟增量與居民收入、財政收入和經濟結構間關聯的變量選取，并針對變量的多重共線性進行了模型預測前的檢驗，進而結合我國區(qū)域綜合發(fā)展的程度狀況，在對比偏最小二乘的基礎上，進行了固定效應模型驗證。

本研究實施的各項驗證可以證實一國經濟增長的產業(yè)與經濟增進結構，以及財政稅收政策與民眾收入水平間的關聯影響，這些因素不僅推動了我國各地發(fā)展，也各自影響著區(qū)域獲得進一步經濟增長的步伐。

[1]Done J.Consumption Structure and the Pattern of Economic Growth[J].Seoul Journal of Economic,2003,(16).

[2]Park J.Dispersion of Humancap ital and Economic Growth[J].Journal of Macroeconomics,2006,(28).

[3]張協奎，王洪元.北部灣經濟區(qū)產業(yè)結構演進與經濟增長關系實證研究[J].廣西大學學報(哲學社會科學版),2011,(1).

[4]朱德云,李萌.經濟欠發(fā)達地區(qū)財政收入增長影響因素研究——基于山東菏澤的樣本分析[J].財貿經濟,2012,(7).

[5]王云.二元經濟結構下農村金融發(fā)展與農民收入增長關系的實證分析[J].金融教育研究 2013,(8).