教育频道,考生的精神家园。祝大家考试成功 梦想成真!
会员登录 会员注册 网站通告:

经济学

搜索: 您现在的位置: 经济管理网-新都网 >> 经济学 >> 数量与技术经济学 >> 正文

经济制度变迁对中国经济增长的影响(下)——基于VECM的实证分析

http://www.newdu.com 2018/3/7 《财经问题研究》2012年第9期 林毅 何代… 参加讨论

△Lnyt=-0.565ECMt-1+0.704△Lnyt-1+0.016

[-5.260***][5.733***][1.58]

ECMt-1=Lnyt-1-0.592Lnkt-1-0.266LnIet-1

[-17.060***][-10.735***]

-0.010t-1.306

[-4.306***]

R2=0.421 2=0.400 F=19.694

DW=1.918 AIC=-2.846 SC=-2.738 (4)

4.Granger因果关系检验

协整检验及VECM结果已经表明,Lny、Lnk和LnIe之间存在长期均衡关系,并且Lnk和LnIe对Lny具有正向影响。本文通过Granger因果关系检验进一步确定该影响的方向是否成立及其稳定性。根据研究需要,检验滞后期设定为2—5期,并定义当相伴概率P<0.1时即拒绝原假设,表明单向因果关系成立。检验结果如表4所示。

 

表4 Granger因果检验结果

原假设

2期滞后

3期滞后

4期滞后

5期滞后

F值

P值

F值

P值

F值

P值

F值

P值

Lny不能Granger引起Lnk

6.938

0.002

5.292

0.003

3.611

0.012

2.502

0.045

Lnk不能Granger引起Lny

3.968

0.025

2.090

0.114

2.283

0.075

2.193

0.073

Lny不能Granger引起LnIe

5.885

0.005

3.987

0.013

3.636

0.012

3.360

0.012

LnIe不能Granger引起Lny

4.070

0.023

4.985

0.004

6.101

0.001

6.775

0.000

 

由表4可知,在10%显著水平下,滞后期为2、4、5时,Lny与Lnk之间存在双向Granger因果关系;而Lny与LnIe之间则在所有检验滞后期内都存在双向Granger因果关系,并且随着时间的推移,LnIe是Lny的Granger原因表现得更为明显。因此,长期来看,Lnk、LnIe各自都是Lny的Granger原因,并且十分稳定,这与之前的计量结果是一致的。

三、结果分析及模型检验

(一)经济制度变迁对经济增长的长期趋势分析

VECM的误差修正项ECMt-1(即协整方程)反映了各变量之间的长期均衡关系。长期来看,资本及经济制度变迁各自都与经济增长正相关:人均资本每增加1%,人均产出增加0.592%(劳动弹性则为0.408%);经济制度变迁每增加1%,人均产出则增加0.266%。这表明,一方面,经济制度变迁的确显著促进了中国的经济增长;另一方面,资本、劳动等因素依然是中国经济增长的主要源泉,制度因素所带来的增长效应有可能尚未完全发挥出来。

(二)经济制度变迁对经济增长的短期效应分析

VECM中的滞后差分项反映了各变量之间的短期波动关系,这是已有研究较少涉及的。从式(3)中可以看出,短期中经济制度变迁的变动对经济增加的变动具有不显著的正向影响,每增加1%,人均产出的变动仅增加0.037%(修正后剔除),人均资本的短期影响同样不显著,这意味着各变量对经济增长的短期影响要小于长期影响;修正后的VECM,即式(4)表明,短期内人均产出的变动显著受其自身滞后一期的影响(0.704%)。误差修正项的调整系数为负(-0.565),表明反向修正机制成立,即当短期内人均产出偏离长期均衡水平时,误差修正项会将其拉回长期稳定水平。总之,VECM结果再次证实经济制度变迁对中国经济增长的影响是一个正向显著的长期过程,而短期影响则十分有限。本文的基本假说也同时得到验证。

(三)模型检验

1.VECM效果检验

由式(4)可知,VECM中各变量系数的t值基本都通过了1%的显著性水平(常数项通过了15%的显著性水平),特别是误差修正项在1%的水平下显著。AIC和SC的值较小,F值显著,拟合度也较好,修正后的VECM在这几个值上均有明显改善。VECM有两个根为1,落在单位圆上,其它根均在单位圆内,满足稳定性要求。模型残差序列满足正态性;相关图和Q统计量检验中,相关系数和偏相关系数的直方图均落在±0.5之内;Breush-Godfrey LM自相关检验结果为:LM(1)=0.174(p=0.689),LM(2)=0.495(p=0.797),ARCH自回归条件异方差检验结果为:ARCH(1)=0.007(p=0.935),ARCH(2)=1.169(p=0.572),均小于临界值χ0.052(2)=5.991,故模型在5%显著性水平下不存在自相关及异方差。因此VECM整体效果良好,计量结果的准确性及合理性也有所保证,表明本文的模型较好地解释了经济制度变迁对新中国成立以来中国经济增长的影响。

2.加入技术进步的模型

进一步地,引入技术进步因素,此时模型变为式(2)。对技术进步LnA进行单位根检验,结果表明其水平时间序列非平稳(ADF统计值-1.560>5%临界值-3.499),但一阶差分序列平稳(ADF统计值-6.182<5%临界值-2.914),故LnA也是一阶单整。对Lny、Lnk、LnA和LnIe进行Johansen协整检验,结果发现长期均衡中LnA的系数较小且不显著(系数值为0.083,t统计量为1.183),而LnIe的系数大小及显著性与未加技术进步因素时的模型结果并无太大差异(系数值为0.251,t统计量为7.843),因此删去LnA,模型退化为式(1)。这表明在本文的研究范围内,经济制度变迁已经内涵了技术进步对中国经济增长的促进作用。新制度经济学认为,技术进步只不过是增长的表现和结果,只有制度变迁才是经济长期增长的源泉。而中国作为典型的转型国家与发展中国家,制度变迁对经济增长的促进作用就体现得更为明显,甚至恰恰是制度变迁的实现才带动了技术进步的产生。比如中国的产权改革,就是由于带来了全新的激励机制,才促成了企业技术的快速提升并进而推动了经济增长,因此,我们认为这一结果是与新制度经济学理论及中国实情相符的。

3.经济制度变迁阶段影响检验

进一步地,本文以改革开放为分界点,以观察1978年前后经济制度变迁对中国经济增长是否有显著的不同影响。根据式(1)分别对1952—1978年及1978—2010年做Johansen协整检验,结果发现:1952—1978年间,经济制度变迁对经济增长的推动作用十分有限(系数值为0.005,t统计量为0.063);而1978—2010年间,经济制度变迁则显著影响了中国的经济增长(系数值为0.324,t统计量为5.708)。事实也证明了这一结果的合理性:1978年起始的改革开放,标志着中国拉开了计划经济体制向市场经济体制转变的大幕,经济制度变迁也由此全面展开,并最终调动了人们的生产积极性,解放了生产力并推动了经济增长。

四、结论与建议

通过协整理论及VECM等方法,本文对1952—2010年经济制度变迁影响中国经济增长进行了实证检验,得出以下主要结论:第一,人均资本、经济制度变迁及人均产出之间存在长期均衡关系,且这种关系十分稳定。第二,长期来看,人均资本、经济制度变迁都与人均产出正相关。人均资本、经济制度变迁每增加1%,人均产出则分别增加0.592%和0.266%;短期来看,经济制度变迁对经济增长的影响则十分有限,人均产出主要受其自身滞后一期的影响。第三,人均资本、经济制度变迁各自与人均产出都具有稳定的双向Granger因果关系,并且随着时间的推移,经济制度变迁是人均产出的Granger原因表现得更为明显。第四,技术进步因素在模型中的作用不显著,表明其对经济增长的作用已被经济制度变迁所涵盖。第五,经济制度变迁对中国改革开放后的影响远大于改革开放前。因此,总体来看,经济制度变迁对中国的经济增长具有举足轻重的作用。

由此本文提出相应的对策建议。首先,由于中国尚处在社会主义初级阶段,改革也在继续深化和不断完善之中,因此相信经济制度变迁对经济增长的促进作用仍然存在进一步提升的空间。这就需要政府继续坚定经济制度改革的决心,坚定不移地进行经济制度的变迁及创新,逐步推进社会主义市场经济体制的建设与完善。其次,计量结果显示,经济制度变迁在短期对经济增长的影响十分有限,之所以会这样,主要是由于已有旧制度在向新制度转化的过程中,两者之间存在一定的利益冲突,进而引起摩擦造成制度变迁成本的上升及效率的损失,因此其对经济增长的作用往往在短期体现不明显。这就需要政府在大方向不变的前提下,结合现实情况积极实施灵活的、有效的短期经济政策,力求降低经济制度变迁的摩擦成本,将经济制度变迁对中国经济增长的短期调整作用发挥出来。最后,加快完善其它类型制度的步伐。有各种制度彼此之间共同均衡、耦合发展,才会实现更多潜在的制度变迁收益,才会不断接近帕累托最优状态,并最终促进中国经济更快更好地增长。

基金项目:中博士后基金面上项目“多重情景目标约束下中国碳减排的财政政策研究”(20100480405);中博士后基金特别资助项目“中国碳减排财政政策:路径选择与利益调试”(201104186)

注释:

①本文在前期工作中对两种指标进行了实证比对,发现前者的结果更为合理。

②本文也尝试用主成分分析法确定权重,结果各指标权重都在0.33左右,但数值大小次序与本文使用的赋值法次序一致。实际上,在本文研究范围内,使用何种权重赋予方法对最终的实证结果影响并不是很大。

③式(3)和式(4)中,***表示显著性水平为1%,方括号里为t值。

参考文献:

[1]Knack,S. , Keefer, P. Institutions and Economic Performance: Cross- Country Tests Using Alternative Institutional Measures [J]. Economics and Politics,1995, 7(3): 207-227.

[2]Esfahani, H. S. , Ramirez, M. T. Institutions, Infrastructure, and Economic Growth [J]. Journal of Development Economics, 2003, 70(2): 443-477.

[3]Clague, C. , Keefer, P. , Knack, S. , Olson, M.Contract-Intensive Money: Contract Enforcement,Property Rights, and Economic Performance [J].Journal of Economic Growth, 1994,4(2): 185-211.

[4]Acemoglu,D. ,Johnson,S. Unbundling Institutions [J].Journal of Political Economy, 2005, 113(5): 949-995.

[5]金玉国.宏观制度变迁对转型时期中国经济增长的贡献[J].财经科学,2001,(2):24-28.

[6]王文博,陈昌兵,徐海燕.包含制度因素的中国经济增长模型及实证分析[J].当代经济科学,2002,(2):33-37.

[7]傅晓霞,吴利学.制度变迁对中国经济增长贡献的实证分析[J].南开经济研究,2002,(4):70-75.

[8]刘文革,高伟,张苏.制度变迁的度量与中国经济增长——基于中国1952—2006年数据的实证分析[J].经济学家,2008,(6):48-55.

[9]李富强,董直庆,王林辉.制度主导、要素贡献和我国经济增长动力的分类检验[J].经济研究,2008,(4):53-65.

[10]董直庆,王林辉.贸易还是产权:我国经济增长根源的对比检验[J].财贸经济,2009,(6):115-120.

[11]李国璋,刘津汝.产权制度、金融发展和对外开放对全要素生产率增长贡献的经验研究[J].经济问题,2011,(2):4-9.

[12]胡兵,乔晶.对外贸易、全要素生产率与中国经济增长[J].财经问题研究,2006,(5):12-20.

[13]王森.我国进出口贸易与经济增长关系的分析[J].经济问题,2010,(7):52-54.

[14]樊纲,王小鲁,张立文,朱恒鹏.中国各地区市场化相对进程报告[J].经济研究,2003,(3):9-18.

[15]赵进文,高辉.中国市场化利率形成机制的模型实证研究[J].财经问题研究,2005,(1):20-31.

[16]钟志威,雷钦礼.Johansen和Juselius协整检验应注意的几个问题[J].统计与信息论坛,2008,(10):80-85.

 

责任编辑:夏雨


    

Tags:经济制度变迁对中国经济增长的影响下  
责任编辑:admin
相关文章列表
没有相关文章
请文明参与讨论,禁止漫骂攻击。 昵称:注册  登录
[ 查看全部 ] 网友评论
| 设为首页 | 加入收藏 | 网站地图 | 在线留言 | 联系我们 | 友情链接 | 版权隐私 | 返回顶部 |