陳 琴

（貴州大學 經(jīng)濟學院,貴州 貴陽 550025）

一、引言

改革開放以來,中國速度不斷刷新,高速猛增的GDP 數(shù)字背后的真實性也隨之備受關注。2007年,李克強總理提出可以三個指標來衡量當時遼寧省的經(jīng)濟發(fā)展狀況,分別是工業(yè)用電量、鐵路貨運量和銀行中長期貸款發(fā)放量。2010 年《經(jīng)濟學人》將其定義為“克強指數(shù)”,認為它能更真實反映中國的經(jīng)濟。之后花旗銀行分別賦予三個指標40%、25%、35%的權重,這就形成了最初完整的“克強指數(shù)”。然而,隨著我國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化,第三產(chǎn)業(yè)占比已躍居中國經(jīng)濟首位,重工業(yè)時期的指明燈“克強指數(shù)”不能再準確客觀地反映如今的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和態(tài)勢。因此,新常態(tài)下的中國也需要“新克強指數(shù)”來重新刻畫正朝著創(chuàng)新拉動、立足內(nèi)需、重心向第三產(chǎn)業(yè)傾斜的中國新經(jīng)濟。

在2015 年的政府工作報告中,我國的經(jīng)濟結構發(fā)生了重大變化,一般預算公共收入增長了8.6%,能耗強度卻反降了4.8%,傳統(tǒng)的重工業(yè)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)反比例關系。另外,研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比超2%,可見我國正逐漸轉向了創(chuàng)新型低消耗這一經(jīng)濟新方向。因此,克強指數(shù)需要加入新的指標來以此對新經(jīng)濟進行衡量,研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比與能耗強度這兩個新指標便為“新克強指數(shù)”的構造奠定了基礎。

在之前依靠工業(yè)快速發(fā)展的中國,克強指數(shù)能較好地衡量經(jīng)濟狀況。但盧峙宏（2016）[1]利用2007 年數(shù)據(jù)進行回歸分析時,發(fā)現(xiàn)克強指數(shù)對第二產(chǎn)業(yè)的 GDP 有極佳的顯著性,而對第一第三產(chǎn)業(yè)GDP 回歸結果卻不顯著。由此可見,對于以第三產(chǎn)業(yè)為核心發(fā)展的地區(qū),克強指數(shù)并不能作為任何評價經(jīng)濟的參考依據(jù),越來越多的學者便開始重新構建新克強指數(shù),引入更多適合新發(fā)展的指標來描述經(jīng)濟發(fā)展狀況。董雨和馬冰（2015）[2]引入研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占 GDP 比重、中長期貸款發(fā)放量和能耗強度來重新構建“克強指數(shù)2.0”,利用Pearson 相關系數(shù)檢驗與回歸方程分析方法,基于1995—2013 年數(shù)據(jù)證實了前兩個指標與GDP 表現(xiàn)為正相關,能耗強度與 GDP 呈負相關,并加入城鎮(zhèn)人均可支配收入作為參考標準,使新克強指數(shù)的準確性和實用性得到了有效檢驗。徐強和陶侃（2017）[3]在原克強指數(shù)基礎上增加就業(yè)和收入方面的指標,研究發(fā)現(xiàn)新克強指數(shù)更能反映中國經(jīng)濟的一般規(guī)律。

新克強指數(shù)的誕生體現(xiàn)著經(jīng)濟治理思路的調(diào)整,反映著我國將構建以收入帶動消費、創(chuàng)新帶動就業(yè)的新經(jīng)濟社會,本文基于此經(jīng)濟大趨勢,以R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度作為新克強指數(shù)指標。改革開放以來,西部大開發(fā)給貴州帶來發(fā)展良機,通過大量的道路建設與周圍各省進行互聯(lián)互通,并以輕重工業(yè)結合,與此積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),貴州的建設如火如荼,近十年的GDP 增速連續(xù)位列全國前三。貴州的經(jīng)濟社會發(fā)展始終“堅守生態(tài)和發(fā)展兩條底線”,因此新克強指數(shù)更加適合于描述工業(yè)欠發(fā)達的貴州經(jīng)濟狀況。

目前關于新克強指數(shù)的研究較少,且大多都是基于國家層面,具體到省級區(qū)域的則更為缺乏。本文選取1987—2019 年的貴州省相關數(shù)據(jù),基于VAR模型對GDP、R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度進行協(xié)整分析,建立向量誤差修正模型,判斷變量間的Granger 關系,之后進行脈沖效應和方差分解分析,以此深入研究新克強指數(shù)與貴州經(jīng)濟的動態(tài)關系。根據(jù)得出的計量關系提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)說明及模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源與變量含義

本文所選數(shù)據(jù)主要來源《貴州統(tǒng)計年鑒》和《貴州改革開放60 年》,鑒于R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費數(shù)據(jù)的可獲取性,樣本數(shù)據(jù)區(qū)間選為1987—2019 年。

1.被解釋變量

選擇貴州省生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟增長水平,記為GDP。

2.解釋變量

R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費體現(xiàn)科技創(chuàng)新水平,用RD表示;用能源消耗總量與GDP 的比值表示單位能耗,記為NH;金融機構中長期貸款量體現(xiàn)金融環(huán)境,記為DK。

為了消除時間序列的異方差和保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,對所有數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。

（二）模型設定

為了研究貴州GDP、R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度的相互影響,本文選擇誤差修正模型,從而彌補長期靜態(tài)模型存在的部分不足。

誤差修正模型的一般形式為:

式（1）中,yt=（lnGDP,lnRD,lnNH,lnDK）t,Δy=Δyt-Δyt-1,εt代表隨機擾動項,β0是常數(shù)項,是滯后項,k代表滯后階數(shù),ecmt -1 是誤差修正項,α表示變量從偏離均衡態(tài)調(diào)整到長期均衡態(tài)的調(diào)整速度,γi代表各變量短期變化對被解釋變量的影響程度。本文采用Eviews 10軟件進行實證分析。

三、實證結果與分析

1.ADF 檢驗

時間序列數(shù)據(jù)容易存在“偽回歸”現(xiàn)象,即模型各項指標顯著,但變量之間沒有任何關系,因此對時間數(shù)據(jù)進行初步的單位根檢驗必不可少,先后對相關變量的對數(shù)序列和一階差分序列進行ADF 檢驗,結果如表1 所示。

表1

原有變量LnGDP、LnRD、LnDK和LnNH都存在單位根,但經(jīng)過一階差分處理后都變成了平穩(wěn)序列,即滿足一階單整序列。由此可以判斷貴州省R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度與經(jīng)濟增長之間可能存在長期的協(xié)整關系。

2.VAR模型的建立

本文利用LR、AIC和SC信息準則等5 個評價指標來選擇最優(yōu)滯后階數(shù),結果如表2 所示,5 個評價指標中有3 個指標均顯示最優(yōu)滯后階為2 階,因此本文建立了VAR（2）模型。

表2 VAR模型滯后階數(shù)選擇

VAR模型適用的前提條件是具有穩(wěn)定性,因此需對模型進行平穩(wěn)性檢驗。本文選擇AR 根圖對模型進行平穩(wěn)性檢驗,結果如圖1 所示,該模型不存在大于1 的特征根,都落在單位圓內(nèi),即VAR（2） 是一個穩(wěn)定的模型。

圖1 AR 根檢驗圖

3.Johansen 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗常見的有EG 兩步檢驗法和Johansen檢驗法,本文選擇Johanson 檢驗法。、協(xié)整檢驗是被加以向量約束的VAR模型,滯后階數(shù)等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1,因此該協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

如表3 所示:在給定5% 顯著性水平上,跡檢驗和最大特征根檢驗的結果表明LnRD、LnDK、LnNH和LnGDP 變量序列之間至少存在1 個協(xié)整關系,對系數(shù)進行標準化后的協(xié)整關系為:

表3 協(xié)整檢驗結果

上述協(xié)整方程表明貴州經(jīng)濟增長與新克強指數(shù)各變量之間協(xié)整關系顯著,協(xié)整系數(shù)下方括號內(nèi)的數(shù)字是漸進標準誤。由方程得出,從長期來看,金融機構中長期貸款（DK）與GDP 呈正相關,金融機構貸款量每增加1%,GDP 將增加0.555 4%;而RD 經(jīng)費與單位能耗NH 與GDP 呈負相關,單位能耗每減少1%,GDP 將增加0.405 2%,而RD 經(jīng)費支出每減少1%,GDP 將增加0.108 5%。

貴州金融機構中長期貸款量、單位能耗強度與經(jīng)濟增長的關系與董雨和馬冰（2015）的結論相符,而RD 經(jīng)費支出GDP 的關系卻出現(xiàn)相反的情況,孫濤和逯苗苗（2016）[4]利用因子分析法,基于克強指數(shù)擴展版對我國省域經(jīng)濟評價分析,貴州省的科技水平因子得分在30 個省份中排第25 位,可見貴州的科技創(chuàng)新水平仍較差。郭杰丹等（2020）[5]通過格蘭杰因果檢驗法分析科技創(chuàng)新對貴州經(jīng)濟增長的滯后效應較強,并且存在科技成果轉化率較低的問題,因此可以認為科技創(chuàng)新對GDP 的推動效應還沒有發(fā)揮作用。

4.建立VEC模型

實際上,短期均衡并不意味著實現(xiàn)長期均衡。所以更進一步,為了研究時間序列變量之間長期均衡與短期調(diào)整之間的關系,通過建立向量誤差修正模型。整理的協(xié)整方程如下:

計算得出的誤差修正項ECMt-1系數(shù)為負,滿足反向修正機制,并在0.1 的水平下顯著,表明GDP 能夠實現(xiàn)向長期均衡水平的調(diào)整。當出現(xiàn)短期波動偏離長期均衡時,其將以0.297 3 個單位的修正速度進行反向調(diào)整,以促使GDP、R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度回到長期均衡狀態(tài)。從回歸結果來看,滯后一期的GDP、RD、DK、NH都對經(jīng)濟增長起著正向作用,GDP 的短期波動主要受到滯后一期的自身變動和單位能耗變動影響。

5.Granger 因果關系檢驗

為了進一步檢驗R&D 經(jīng)費支出、金融機構中長期貸款、單位能耗與貴州省GDP 之間的關系,下面進行格蘭杰因果檢驗。

Granger 檢驗結論如表4 所示,在10%顯著性水平上,當滯后期數(shù)為2 時,DK分別與GDP、RD經(jīng)費支出間構成了雙向格蘭杰因果關系,RD和NH是GDP 的單項格蘭杰因果關系;當滯后期數(shù)為3時,RD與GDP 構成了雙向格蘭杰因果關系,DK是GDP 和RD的單項格蘭杰因果關系。說明貴州省的經(jīng)濟增長主要依靠金融機構中長期貸款量,R&D經(jīng)費支出與經(jīng)濟增長的關系間存在滯后效應,當科技創(chuàng)新投入一段時間后,經(jīng)濟增長與科技創(chuàng)新存在相互促進的關系。

眼下，這樣貌似關切的話語出自他自己的嘴他多少覺得有些怪異和飄渺。她或許并不需要。彼此的心外罩著厚厚的玻璃罩子，透明卻不相通?？粗拖窨粗粋€熟悉的陌生人，腦海里翻尋著似曾相識的過往，一絲一縷，卻哪里還能找回記憶呢？

表4 Granger 因果檢驗結果

6.脈沖響應分析

為了研究新克強指數(shù)各指標對貴州省經(jīng)濟增長在不同時期的沖擊效應,通過構建脈沖效應函數(shù),繪制脈沖效應圖來直接觀察。如圖2 所示,橫軸表示期數(shù),縱軸代表因變量的波動大小,兩虛線圍成區(qū)域是置信區(qū)間。

圖2 脈沖響應分析

LnDK 對LnGDP 實施一個沖擊后,影響為正,在第5 期時達到峰值,之后效應逐漸減弱,趨于穩(wěn)定。LnGDP 在受到LnNH 的一個標準差沖擊后,存在斷站的滯后效應,在第2 期后表現(xiàn)為負效應,之后在第9 期后逐漸轉變?yōu)檎②呌诜€(wěn)定。LnGDP 在受到LnRD 的一個負沖擊后,在第8 期后,對LnGDP 的影響轉變?yōu)檎?并在第16 期達到最大值后逐步趨于穩(wěn)定。

研究表明,在前10 期內(nèi),貴州GDP 和金融機構中長期貸款對經(jīng)濟增長發(fā)揮較強的正效應,對于單位能耗和R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費支出和單位能耗的負沖擊,GDP 呈表現(xiàn)為先增后減的負效應,這與協(xié)整檢驗結果的變化方向是一致的。在第10 期以后,貴州GDP 對自身經(jīng)濟增長的作用逐漸消失,金融機構中長期貸款量、單位能耗、R&D 支出對GDP會發(fā)揮正效應作用并趨于穩(wěn)定。

7.方差分解分析

方差分解可以描述沖擊對于R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度與經(jīng)濟增長的動態(tài)變化中的相對重要性,包含強度和影響幅度,結果如圖3 所示。

圖3 方差分解分析

四、結論

本文以R&D 實驗發(fā)展經(jīng)費、金融機構中長期貸款量、單位能耗強度構建出的“新克強指數(shù)”這一新指標視角來研究貴州的經(jīng)濟發(fā)展問題,通過建立VAR-VEC模型發(fā)現(xiàn),證實了新克強指數(shù)三個指標與貴州省經(jīng)濟增長之間確實存在著長期穩(wěn)定的均衡關系,但R&D 經(jīng)費支出、單位能耗與經(jīng)濟增長呈反比,RD 系數(shù)較小,影響強度較弱,表明貴州的科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長還沒有發(fā)揮作用,當科技創(chuàng)新投入一段時間后,經(jīng)濟增長與科技創(chuàng)新存在相互促進的關系。從長期來看,金融機構中長期貸款量、單位能耗、R&D 支出對GDP 發(fā)揮的正效應作用大于其自身作用。針對以上分析,對貴州經(jīng)濟發(fā)展得出以下三點政策啟示:

一是始終遵循堅守生態(tài)和發(fā)展兩條底線,實行低能耗發(fā)展。我國始終堅持可持續(xù)發(fā)展的道路,在生態(tài)環(huán)境資源稟賦的貴州,應利用自身優(yōu)勢,打造“綠水青山就是金山銀山”,實現(xiàn)長期穩(wěn)定健康的GDP 增長。

二是建造良好的金融融資環(huán)境。貴州的實體經(jīng)濟發(fā)展在全國仍處于落后地區(qū),產(chǎn)業(yè)的成熟離不開金融機構的支持,只有建造良好的金融環(huán)境,才能為企業(yè)做好服務與輔助工作。高效率的融資環(huán)境能成為企業(yè)孵化與發(fā)展的加速器,建設多層次資本市場,為貴州經(jīng)濟增長提供有力保障。

三是逐步加大科技創(chuàng)新投入力度。創(chuàng)新力是經(jīng)濟增長的核心動力,因此應推進貴州新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,加強科技創(chuàng)新,提升科技投入與轉化效率,以實現(xiàn)科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長間的相互促進關系。同時,加大金融對科技創(chuàng)新和新興產(chǎn)業(yè)的支持力度,保障科技創(chuàng)新的持續(xù)力度和經(jīng)濟條件,從而更好地促進貴州經(jīng)濟增長。