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篇(1)

內(nèi)容摘要：本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型為基礎(chǔ)，分析分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)濟增長間的影響關(guān)系。在分工水平演進的不同階段，分工水平對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學(xué)”所導(dǎo)致的專業(yè)化程度的演進則是不同地區(qū)分工水平演進的動力，同時也是影響分工水平增長速度的主要因素。本文利用1952-2006年我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)對上述結(jié)論進行了實證檢驗，檢驗結(jié)果支持本文所得出的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長 分工 面板數(shù)據(jù)

本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型為基礎(chǔ)，對分工水平提高的過程以及分工水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了理論探討，并利用面板數(shù)據(jù)模型對其進行了實證研究。本文認為分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、分工水平對地區(qū)經(jīng)濟增長間的影響關(guān)系主要表現(xiàn)在：地區(qū)的人均GDP的增長主要受到地區(qū)分工水平發(fā)展的影響，它與地區(qū)分工水平的提高表現(xiàn)出相似的增長趨勢；區(qū)域?qū)I(yè)化水平隨時間的增加速度影響分工水平的提高速度，專業(yè)化水平隨時間提高的速度越快，分工水平提高的速度也將越快；在專業(yè)化程度一定的地區(qū)，交易條件以及專業(yè)化水平隨時間的增加率是影響地區(qū)分工水平增長率的兩個決定因素。

分工水平與地區(qū)經(jīng)濟增長的實證分析

既然從理論上可以得出，地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展的動力在于分工水平的提高，其人均GDP的增長以及人均收入的增長都表現(xiàn)出與分工水平的提高相似的增長趨勢。在實際的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程中，經(jīng)濟發(fā)展的特征是否能夠很好的證實上述結(jié)論，對此本文定義兩組模型來檢驗這一結(jié)論。

由于很難找到描述地區(qū)分工水平的變量，但考慮到區(qū)域內(nèi)分工水平的提高以及專業(yè)化程度的提高，必將導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域間各主體交易活動的增加，也即批發(fā)零售業(yè)、餐飲業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）的生產(chǎn)總值將有較大程度的增加。因此，區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的繁榮程度可以間接反映一個地區(qū)分工水平，考慮到地區(qū)人口、面積的差異性，本文認為采用第三產(chǎn)業(yè)的增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值以衡量地區(qū)分工水平更加合理。

分工水平發(fā)展的不同階段將會導(dǎo)致地區(qū)人均GDP在不同階段具有不同的增長趨勢。因此，在對地區(qū)人均GDP與分工水平增長關(guān)系實證檢驗之前，需首先分析人均GDP增長是否具有突變性。在突變點前后，不僅僅人均GDP增長將具有不同趨勢，同時其與分工水平、專業(yè)化程度、以及交易狀況之間都將具有不同的趨勢。其次，在對地區(qū)經(jīng)濟增長階段進行簡單劃分之后，可以在不同的階段對模型進行實證檢驗。

（一）經(jīng)濟階段的劃分

對地區(qū)經(jīng)濟階段的劃分必須依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟增長的基本趨勢，因此，本文使用1952-2006年我國31個省（直轄市、自治區(qū)）的1608組年度數(shù)據(jù)，對不同地區(qū)人均GDP的增長特點進行實證分析。雖然我國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的不平衡性，東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟的基本環(huán)境存在差別，但是，在同一個區(qū)域內(nèi)，各省差別則較小，為更好分析數(shù)據(jù)與擬合模型，考慮將全國的數(shù)據(jù)分為東、中、西三大區(qū)域。雖然不同省份各自的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r差別很大，較發(fā)達省份將會比那些不發(fā)達省份的增長速度要高一些，但由于共同處在一個大的經(jīng)濟環(huán)境下，其發(fā)展趨勢仍應(yīng)具有相似性。由于各階段增長趨勢的較大差異性，可以將數(shù)據(jù)按時間分為三段：1952-1978為一組，1979-1992為一組；1993-2006為一組。對三大區(qū)域分別建立以下模型：

Ln（RGDPit）=βLn（t）+εit （1）

εit=αi+μit （2）

式中RGDPit為地區(qū)i，在時間t的人均GDP數(shù)據(jù)，αi為對應(yīng)于i省的固定效應(yīng)，β為系數(shù)，t為時間，μit是誤差項。本文采用相同系數(shù)的固定效應(yīng)模型，主要基于以下原因：一是盡管我國各省、市經(jīng)濟增長存在一定差別，但是，由于處于相同的政治、經(jīng)濟環(huán)境下，彼此增長趨勢應(yīng)該是近似的；二是Hausuman檢驗如表1所示，故選取固定效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如表2所示。

根據(jù)上述回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論：全國各地區(qū)人均GDP的發(fā)展趨勢是相似的。在1952-1978年，全國各地區(qū)的人均GDP的增長率是不斷減小的。在1979-2006年，全國各地區(qū)的人均GDP的增長率都是不斷增加的，但是1979-1991年之間全國各地區(qū)人均GDP的增長率較1992-2006年之間的增長率要低很多。1978年前后和1990年前后為全國各地區(qū)人均GDP增長率的轉(zhuǎn)折期。

總體上來看，我國各地區(qū)人均GDP的增長特點基本上表現(xiàn)出三個不同的增長階段：第一階段，在1952-1978年，三大區(qū)域的人均GDP緩慢增長，其增長率具有不斷減小的趨勢；第二階段，1978-1991左右，三大區(qū)域人均GDP的增長率緩慢增長；第三階段，1992年以后，三大區(qū)域的人均GDP的增長率呈現(xiàn)不斷增加的趨勢。

（二）分工與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證檢驗

在上述三個階段的基礎(chǔ)上，對分工與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證檢驗，回歸模型如下：

Ln（RGDPit）=C0+C1*Ln（nit）+C2*1/nit+εit

εit=ηi+μit（3）

式中：RGDPit表示i地區(qū)t時期人均GDP的數(shù)據(jù)；nit表示分工水平的值，用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；C0為常數(shù)截距。

數(shù)據(jù)集與前相同，回歸軟件采用Evies5.0，分別采用固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如表3所示，Hausuman檢驗如表4所示。

根據(jù)上述回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

全國各地區(qū)人均GDP隨分工水平的增長率是先負，后正，再減小的發(fā)展趨勢，即先負，后正，再增加的發(fā)展趨勢，從絕對值看，第一階段最小，其次為第二階段，第三階段的最大。由于，結(jié)合表2進行簡單計算，即可得上述結(jié)論。結(jié)論說明，改革開放以前，我國各地區(qū)分工水平相對較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對落后，經(jīng)濟增長主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對落后，而其快速增長往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對較低，專業(yè)化水平相對較低，分工水平的增長率也較低，且有不斷下降的趨勢，分工水平甚至有降低的趨勢。改革開放以后，各地區(qū)分工水平開始增加，但交易成本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響為負，而交易成本對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了阻礙作用，但總體上，分工水平的提高對地區(qū)經(jīng)濟增長為正向促進作用。1993年以后，分工水平對經(jīng)濟增長的促進作用日益明顯，地區(qū)經(jīng)濟快速增長。

改革開放即1978年為各地區(qū)經(jīng)濟增長的一個轉(zhuǎn)折點，同時也是分工對經(jīng)濟增長影響效果的轉(zhuǎn)折點。結(jié)論說明，改革開放以前，我國各地區(qū)分工水平相對較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對落后，其對地區(qū)經(jīng)濟的增長基本無較好的促進關(guān)系，經(jīng)濟增長主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長，而實際上往往可能較大程度上依賴于區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)的增長，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對落后，而其快速增長往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對較低，專業(yè)化水平相對較低，分工水平的增長率也較低，且有不斷下降的趨勢，分工水平甚至有降低的趨勢。改革開放以后，各地區(qū)分工水平開始增加，分工水平的提高對地區(qū)經(jīng)濟增長為正向促進作用。此時，第二產(chǎn)業(yè)開始取代第一產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中的地位，成為地區(qū)經(jīng)濟增長的支柱，服務(wù)于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動的第三產(chǎn)業(yè)也開始快速增長。1993年以后，分工水平對經(jīng)濟增長的促進作用日益明顯。各地區(qū)分工水平快速增長，專業(yè)化水平也得到較大程度的提高，分工導(dǎo)致的專業(yè)化利益日益增大，地區(qū)經(jīng)濟快速增長。交易成本雖然在一定程度上有所增加，但其對經(jīng)濟增長的阻礙作用也變得相對微弱，反而經(jīng)濟的增長更大程度上導(dǎo)致地區(qū)交易成本的增加。此時，由分工導(dǎo)致的服務(wù)于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動的第三產(chǎn)業(yè)增長更快，專業(yè)化水平得到較大程度的提高，地區(qū)經(jīng)濟的增長一方面依賴于第二產(chǎn)業(yè)的增長，另一方面依賴于分工水平導(dǎo)致的第三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平的提高，專業(yè)化導(dǎo)致的經(jīng)濟利益更加明顯，對地區(qū)經(jīng)濟增長的推動更大。

結(jié)論

本文在Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型的基礎(chǔ)上，使經(jīng)濟體的專業(yè)化程度按照動態(tài)的方式逐步演進，本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型為基礎(chǔ)，將模型由比較靜態(tài)分析發(fā)展到完全動態(tài)的分析，分析了分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)濟增長間的影響關(guān)系，結(jié)論認為地區(qū)分工水平的演進為地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力，交易成本的變化、專業(yè)化程度的演進均為影響地區(qū)經(jīng)濟增長與分工演進的重要因素。在分工水平演進的不同階段，分工水平、交易成本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學(xué)”所導(dǎo)致的專業(yè)化程度的演進則是地區(qū)分工水平不同演進的動力，同時也是影響分工水平增長速度的主要因素。本文的結(jié)論認為，地區(qū)經(jīng)濟的增長主要受分工水平提高的影響，即地區(qū)經(jīng)濟的增長主要依靠地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改變。新古典經(jīng)濟學(xué)的增長理論認為經(jīng)濟的增長主要依靠資本與勞動力兩種要素的投入，實際上，這兩種要素的投入是否能促進經(jīng)濟的長期增長，關(guān)鍵還是要看這種投入是否促進地區(qū)分工水平的提高，導(dǎo)致經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的有效改變。分工水平的提高既包括地區(qū)間分工水平的提高又包括地區(qū)內(nèi)分工水平的提高。因此，積極改善地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)的交易條件，加速專業(yè)化經(jīng)驗的擴散，促進地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)分工水平的提高，將會促進地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展。

參考文獻：

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作者簡介：

篇(2)

內(nèi)容摘要：旅游經(jīng)濟作為我國國民經(jīng)濟的重要經(jīng)濟增長點，在近幾年的經(jīng)濟發(fā)展中并未顯現(xiàn)出其優(yōu)勢，表現(xiàn)也不盡如人意。如何在促進旅游產(chǎn)業(yè)全面科學(xué)發(fā)展的同時，還能促進我國經(jīng)濟的發(fā)展，是當(dāng)今學(xué)術(shù)界重點研究的議題，所以了解旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)濟中的地位，儼然已成為一項基礎(chǔ)性課題。因此，筆者通過研究旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的比率，以及橫向比較旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)濟中的地位，得出相關(guān)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：國民經(jīng)濟 旅游經(jīng)濟 第三產(chǎn)業(yè)

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，我國旅游經(jīng)濟取得了長足發(fā)展，每年均呈現(xiàn)上升趨勢。但筆者作為旅游研究者，科學(xué)合理地分析了相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，促進我國國民經(jīng)濟發(fā)展的眾多產(chǎn)業(yè)均呈現(xiàn)增長趨勢，而旅游產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)的增長趨勢并不能有效地表明，其是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢。因此，把旅游業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)放到國民經(jīng)濟序列中進行比較，才能研究出旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢。

旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的比率

（一）旅游總收入占GDP的比率

由于旅游總收入基本等同于國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross Domestic Product，GDP）的比率（王淑新等，2011；齊邦鋒等，2010；趙亮等，2009），因此使用旅游總收入來衡量旅游產(chǎn)業(yè)對我國國民經(jīng)濟的貢獻，并選取1997-2012年相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)如表1所示。

由表1可知，由于1997年改變了統(tǒng)計方法，從而使當(dāng)年的旅游總收入占GDP的3.21%，在隨后的幾年中也呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢，至2006年已接近5%。但自2007年以來，隨著我國GDP增長速度的加快，我國旅游收入在GDP中的占比也開始呈現(xiàn)下降趨勢，保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。如圖1所示。

（二）旅游總收入占第三產(chǎn)業(yè)的比率

旅游產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)的核心產(chǎn)業(yè)（余鳳龍，2009；查芳，2011）。筆者通過運用1999-2012年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和旅游總收入，計算比率，得出表2。由表2可知，我國旅游總收入雖然呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢，但在第三產(chǎn)業(yè)中的占比卻沒有顯著增長，基本維持在10%-11%左右，近年來還呈現(xiàn)下降趨勢。筆者分析了旅游產(chǎn)業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)和GDP比率偏低的原因：旅游產(chǎn)業(yè)總收入的增長幅度過于偏小，雖然旅游產(chǎn)業(yè)自身呈現(xiàn)增長趨勢，但與我國國民經(jīng)濟相比較，其增長趨勢相對不顯著。自2002年我國把旅游產(chǎn)業(yè)列為我國經(jīng)濟的增長點之后，旅游總收入的平均增長率僅能與GDP的平均增長率持平，尤其在2008-2012年這5年間，名義GDP的平均增長率高達16.51%，而旅游總收入的平均增長率僅為14.14%，導(dǎo)致旅游總收入在GDP的占比越發(fā)降低。如圖2所示。

旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中地位的橫向比較

我國旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢，不應(yīng)局限于自身的縱向比較（張河清等，2010），還應(yīng)考慮在我國國民經(jīng)濟的范圍內(nèi)與其他產(chǎn)業(yè)進行比較。筆者選擇旅游產(chǎn)業(yè)、汽車產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)等產(chǎn)業(yè)進行比較，主要涉及我國國民經(jīng)濟的比率、稅收貢獻、利潤以及行業(yè)平均增長率來分析旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢。

（一）平均增長率的比較

筆者通過表3列出2004-2012年四個行業(yè)的增長率和增加值（張洪等，2009），由于我國旅游產(chǎn)業(yè)缺少增加值，故使用旅游總收入代替旅游產(chǎn)值。從四個行業(yè)的平均增長率來分析，房地產(chǎn)業(yè)的平均增長率為16.3%，信息業(yè)的平均增長率為22.1%，而汽車產(chǎn)業(yè)的平均增長率為25.2%，三種產(chǎn)業(yè)增長率均明顯高于國民經(jīng)濟增長的速度。但我國旅游產(chǎn)業(yè)的平均增長率僅為14.3%，與國民經(jīng)濟增長速度相比相對落后。

（二）各產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中占比的比較

在1999-2012年的13年間，我國房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車產(chǎn)業(yè)由于呈現(xiàn)較強的增長趨勢，使三種產(chǎn)業(yè)在我國國民經(jīng)濟中的比率愈發(fā)凸顯。尤其是我國汽車產(chǎn)業(yè)在這13年間，在國民經(jīng)濟中的比率也增長了一倍。而房地產(chǎn)業(yè)也由1999年的4.1%增加到2012年的4.9%。信息產(chǎn)業(yè)也緊隨其后，由1999年的3.1%增長到2012年的5.2%。唯獨旅游業(yè)在國民經(jīng)濟中的比率略微下降，由1999年的4.5%跌落至2012年的4.4%。如圖3所示。

（三）各產(chǎn)業(yè)利潤的比較

由于我國旅游產(chǎn)業(yè)的利潤長期處于微利狀態(tài)，尤其是其子產(chǎn)業(yè)中的飯店業(yè)，在這6年內(nèi)（2007-2012年）更是處于虧損狀態(tài)，與房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車產(chǎn)業(yè)相比其利潤明顯較低。雖然在2012年創(chuàng)下140億元的歷史新高，但增長幅度僅為信息產(chǎn)業(yè)的6.7%，是汽車產(chǎn)業(yè)的13.6%。如圖4所示。

（四）各產(chǎn)業(yè)稅收的比較

從各產(chǎn)業(yè)對我國的稅收貢獻來分析，旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)相比也存在一定的差距，2012年信息產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為770億元，汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為364億元。而旅游產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻僅為158億元，與汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻相比，其稅收貢獻還不足汽車產(chǎn)業(yè)的二分之一。與信息產(chǎn)業(yè)相比，其稅收貢獻僅為信息產(chǎn)業(yè)的五分之一。如圖5所示。

筆者從各個產(chǎn)業(yè)的橫向比較結(jié)果可知，我國旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的速度相對緩慢，不如預(yù)期理想。在與各個行業(yè)的增長速度比較上，也不具備明顯優(yōu)勢。主要原因是由于我國旅游產(chǎn)業(yè)利潤相對薄弱，并致使稅收貢獻也相對不足，最終迫使其在國民經(jīng)濟中的比率有所下降，而旅游產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟增長點的主導(dǎo)地位也開始被其他產(chǎn)業(yè)所代替。

結(jié)論

筆者將我國旅游產(chǎn)業(yè)設(shè)定在我國國民經(jīng)濟的框架下，分析了我國旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的地位，并與其他幾個國民經(jīng)濟增長點的相關(guān)產(chǎn)業(yè)進行了橫向比對，從而更好地分析我國旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的地位。結(jié)論如下：

我國旅游總收入在國民經(jīng)濟中的比率，在20世紀90年代中期，呈現(xiàn)出快速增長的趨勢，使我國旅游總收入基本等同于GDP的上升趨勢，至2006年已接近5%。但自2007年以來，隨著我國GDP增長速度的快速提高，我國旅游收入在GDP中的比率已呈現(xiàn)下降趨勢，基本保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。

在與其他幾個國民經(jīng)濟增長點相關(guān)產(chǎn)業(yè)的橫向比較中，筆者發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車產(chǎn)業(yè)相比其利潤也明顯較低。雖然在2012年創(chuàng)下140億元的歷史新高，但其增長幅度僅為信息產(chǎn)業(yè)的6.7%，是汽車產(chǎn)業(yè)的13.6%；而在各產(chǎn)業(yè)稅收貢獻的比較中也發(fā)現(xiàn)，2012年信息產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為770億元、汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為364億元，但旅游產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻僅為158億元，與汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻相比，其稅收貢獻不足汽車產(chǎn)業(yè)的二分之一。與信息產(chǎn)業(yè)相比，其稅收貢獻僅為信息產(chǎn)業(yè)的五分之一。綜上所述：四個產(chǎn)業(yè)的增長速度由快到慢依次為：汽車產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)。前三種產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率已開始增加，而旅游產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率卻開始減少。表明我國旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)濟中的地位開始下降，我國政府應(yīng)重視此問題，并通過制定科學(xué)全面的相關(guān)政策，來改善我國旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的地位。

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篇(3)

通過以上對變量間長期關(guān)系的確定。之后可以對變量間的短期和長期因果關(guān)系進行檢驗。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系的定義，若時間序列Yt通過采用Xt的歷史數(shù)據(jù)可以提高預(yù)測效果，則說明存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系，否則不存在。傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)是不存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系。電力消費與經(jīng)濟增長之間的傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗通過式（3）和（4）進行說明。式（3）的原假設(shè)是不存在EL到GDP的格蘭杰因果關(guān)系，若b1j的聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)。同樣，式（4）中，原假設(shè)是不存在GDP到EL的格蘭杰因果關(guān)系，若b2j是聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)，表明存在從GDP到EL的因果關(guān)系?；谡`差修正項的因果檢驗，包含了協(xié)整方程中的誤差滯后項。如式（5）和（6）所示，通過引入滯后誤差修正項，原本通過差分損失的長期信息得到補充。變量間雖然存在長期關(guān)系，但并不至少存在一個方向的格蘭杰因果關(guān)系。因果關(guān)系的方向通過F統(tǒng)計量和滯后的誤差修正項來確定。當(dāng)ECM（-1）系數(shù)的t統(tǒng)計量顯著則表明存在長期的因果關(guān)系，解釋變量的F統(tǒng)計量表明短期的因果關(guān)系。然而，對于式（5）和（6），僅當(dāng)變量間存在協(xié)整性才能引入誤差修正項進行估計。

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）序列代表經(jīng)濟增長，用全社會用電量代表用電需求，樣本期間為1980~2009年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1981~2010）。為消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對GDP和電力消費數(shù)據(jù)都作了取對數(shù)處理。由于電力消費和GDP時間序列存在明顯的趨勢特點，為將時間趨勢特征與周期性波動分別研究兩者之間的因果關(guān)系，在此用HP濾波法將電力消費和GDP時間序列分為趨勢部分和波動部分，如圖1和2所示。

1電力消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性檢驗

電力消費與GDP趨勢部分之間的長期關(guān)系通過AR-DL邊限檢驗法檢驗。首先，（1）和（2）中各變量的差分的滯后階數(shù)通過AIC和SBC準則確定，兩變量均為2。隨后，進行我國電力消費和經(jīng)濟增長趨勢部分之間的協(xié)整關(guān)系檢驗，如果協(xié)整關(guān)系存在，則可以得到變量間的長期系數(shù)和ECM項。同樣，對電力消費和經(jīng)濟增長的周期波動部分進行檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。表1中的F統(tǒng)計量表明，對于趨勢部分，當(dāng)GDPS和ELS為因變量時，所得的F統(tǒng)計量高于1%水平下的上限臨界值，存在明顯的協(xié)整關(guān)系；對波動部分，當(dāng)ELC為因變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量在5%水平下高于上限臨界值。而GDPC為因變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量在5%水平下低于臨界值?？梢钥闯?，僅有唯一的協(xié)整向量。趨勢成分與波動成分之間均存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間既有長期的共同增長趨勢特點，且短期的波動也具有共同性。

2基于誤差修正模型的因果關(guān)系檢驗

對于趨勢成分和波動成分根據(jù)檢驗出式（2）中均存在長期協(xié)整關(guān)系后，可以對有滯后誤差項的式（6）進行因果關(guān)系檢驗。通過對滯后誤差項系數(shù)的顯著情況和Wald檢驗中解釋變量的滯后差分項的聯(lián)合顯著性情況進行判斷。實證分析結(jié)果如表2所示。根據(jù)檢驗結(jié)果可以看出，對于趨勢部分，當(dāng)GDPS為自變量時，ECM系數(shù)與預(yù)期相同為負并且顯著，反映了短期波動偏離長期均衡時，將以0.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，說明存在從電力消費到電力消費的顯著的長期因果關(guān)系，F(xiàn)統(tǒng)計量的顯著表明存在從電力消費到經(jīng)濟增長的短期因果關(guān)系。而當(dāng)ELS為自變量時，其ECM系數(shù)顯著但非負，并不能證明經(jīng)濟增長到電力消費之間的因果關(guān)系。同樣，對于波動部分，當(dāng)ELC和GDPC為自變量時，ECM系數(shù)均與預(yù)期相同為負并且顯著，分別以33.03%和6.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，前者對電力消費的調(diào)整速度更快。F統(tǒng)計量的顯著表明存在從電力消費波動成分與經(jīng)濟增長波動成分之間雙向的短期因果關(guān)系。

3脈沖響應(yīng)分析

篇(4)

【關(guān)鍵詞】公共產(chǎn)品 公共支出 政府職能

對于教育、醫(yī)療、社會保障、國防安全等公共產(chǎn)品由于市場失靈和外部性的存在，必須由政府來代替市場提供以提高社會的福利。西方經(jīng)濟學(xué)家根據(jù)西方工業(yè)國家的政府公共支出數(shù)據(jù)及經(jīng)驗總結(jié)，得出隨著經(jīng)濟的發(fā)展及人均收入的提高，政府的公共支出的擴張的瓦格納法則。我國由于經(jīng)濟的不斷發(fā)展，人們對于公共服務(wù)需求的不斷增長以及政府的職能的不斷改變導(dǎo)致我國的公共支出水平出現(xiàn)不斷增長的趨勢。在近十年以來，我國的公共支出趨勢也符合了瓦格納法則。

一、公共支出的規(guī)模

對于公共支出的規(guī)模分析，通常從絕對數(shù)量和相對規(guī)模兩個方面來分析。絕對數(shù)量的分析主要有公共支出的規(guī)模和增長率兩個指標。相對規(guī)模主要指從公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重這個指標分析。

（一）公共支出的規(guī)模及增長――絕對規(guī)模

從表1可以看出，進入21世紀以來河北省的公共財政支出呈正增長趨勢，絕對數(shù)值不斷增長，從2000年的415.54億元增長到2010年的2820.24億元，增長近六倍。同時可以看出，從相對增長速度上來說，河北省公共的年增長率一直保持較高，雖然有周期性的波動，但除了2002年和2003年兩年外，年增長率都超過了20%，年均增長21.57%，保持較高的增長速度。公共支出的規(guī)模的增長反映了，政府對于公共服務(wù)的提供能力和提供總量提高。

（二）公共支出與經(jīng)濟增長――相對規(guī)模

公共支出占GDP的比例，反映了政府等公共部門在社會經(jīng)濟活動中的地位，是研究公共支出規(guī)模的一個重要指標。比較河北省的公共支出、公共收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，可以發(fā)現(xiàn)，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)的總值呈較為穩(wěn)定的增長趨勢，從2000年的8.24%，增長到2010年的13.38%，見表2。從整體看，公共支出的增長速度略高于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長速度，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，河北省的公共支出和公共收入快于經(jīng)濟的增速，政府提供公共服務(wù)的能力有所提升。但是公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重仍然較低。

二、河北省公共支出的特征

（一）公共支出的絕對規(guī)模穩(wěn)定增長

從上面的分析中，我們可以看到，河北省的公共支出的規(guī)模呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，也超過同期的地區(qū)生產(chǎn)總值的生產(chǎn)速度，如果考慮到政府預(yù)算外的各種如政府對于國有企業(yè)的補貼、各類稅收減免等各種公共支出，公共支出的規(guī)模將呈現(xiàn)更大的增長趨勢。公共支出的持續(xù)增長，也反映了政府對于社會的經(jīng)濟管理能力的不斷加強。

（二）公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重仍較低

雖然公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重在逐年增長，但是這個比重仍然較低，低于全國平均水平。我國正處在經(jīng)濟社會不斷發(fā)展的時期，公眾對于各項社會服務(wù)的需求不斷增長，市場經(jīng)濟條件下，各種公共服務(wù)的提供都需政府提供相應(yīng)的財力支持，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重低，政府掌握的公共資源較少，對于醫(yī)療衛(wèi)生、教育以及正在不斷建立起的社會保障制度等公共服務(wù)的提供必然受到影響。今后，公共支出的絕對規(guī)模上升時，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重也將不斷上升以滿足不斷增長的公共服務(wù)的需求。

三、公共支出合理水平的建議

由于政府等公共部門的“非生產(chǎn)性”，因此其要履行相應(yīng)的只能必須通過稅收等強制性的手段從社會中集中一部分資源。公共支出規(guī)模過大，政府部門對社會資源的占有過多，則容易造成對于市場的過度干預(yù)，擠壓私人投資，造成效率的損失，扭曲市場機制。如果公共支出的規(guī)模較小，占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重較低，則滿足公眾對公共服務(wù)的需要，政府就不能很好地履行其職能，不利于經(jīng)濟的穩(wěn)定和社會福利的提升。因此，確定公共支出水平的合理規(guī)模很重要。

（一）加強收入管理，提高公共收入的規(guī)模

公共支出的政策受到公共收入水平的影響和制約。因此，提高公共支出的絕對和規(guī)模和其占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重先要提高公共收入的規(guī)模。首先，應(yīng)堅持依法征稅。稅收是公共收入的主要組成部分，嚴格打擊偷稅漏稅行為，保證公共收入的合理到位。其次，應(yīng)規(guī)范對于非稅收入的征收和管理。非稅收入從本質(zhì)上說是屬于財政性資金，是政府收入的重要組成部分。而在我國非稅收入在地方政府尤其是縣、鄉(xiāng)兩級政府規(guī)模較大，占財政預(yù)算收入比例較高。非稅收入的征收使用管理不規(guī)范，規(guī)模過大，對于稅收產(chǎn)生擠出效應(yīng)，削弱了稅收的籌集資金能力，因此應(yīng)加強對于非稅收入，尤其是預(yù)算外的非稅收入的管理，規(guī)范各類費用的征收和使用，取消不合理的制度外收入，發(fā)展有前景的收入，加強非稅收入使用的監(jiān)管。

（二） 健全財政職能，提高公共支出效率

在社會公共支出總量一定的情況下，應(yīng)用有限的資源創(chuàng)造出更大的社會效益，這與提高公共支出的規(guī)模具有同等重要的結(jié)果。政府等公共部門應(yīng)改變對公共支出資金的相對粗放式管理，減少公共資金使用上的浪費，用有限的成本實現(xiàn)產(chǎn)出的最大化。嚴格按照預(yù)算管理制度使用資金，科學(xué)合理規(guī)劃。在政府的決策中，引入民主監(jiān)督管理機制，使預(yù)算資金的使用和管理透明化規(guī)范化。

（三）合理界定支出范圍

公共支出的總量是由公共部門的公共支出范圍決定的，而支出范圍又是取決于政府職能范圍和公共需求總量的。政府職能的科學(xué)合理界定可以提高公共支出資金的使用效率，反之，政府職能的范圍過大，則容易造成政府機構(gòu)效率低下，公共支出規(guī)模的膨脹和公共資金的浪費?？茖W(xué)界定政府職能的范圍和公共支出范圍，按照市場條件下，市場作為資源配置主體的要求，對于市場能夠發(fā)揮作用的領(lǐng)域，政府應(yīng)逐步退出；對于市場機制難以發(fā)揮作用的領(lǐng)域，政府應(yīng)提供相應(yīng)的公共產(chǎn)品，彌補市場的失靈。

參考文獻

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篇(5)

關(guān)鍵詞：資本收入份額 CD生產(chǎn)函數(shù) 狀態(tài)空間模型

一、引言

按照經(jīng)濟增長傳統(tǒng)觀點，若生產(chǎn)要素投入僅以資本和勞動分類，那么經(jīng)濟產(chǎn)出就可以看作是這兩種生產(chǎn)要素投入的報酬。兩種要素收入份額的變動對經(jīng)濟運行諸多方面都會產(chǎn)生顯著影響。近年來隨著中國經(jīng)濟發(fā)展，研究勞動份額變化的文獻很多，與勞動份額研究相對應(yīng)的是產(chǎn)出中的資本收入份額，它是影響資本積累和投資的關(guān)鍵因素。經(jīng)濟增長的重要來源是資本積累，資本收入份額越高，意味著產(chǎn)出中用于積累和投資的部分應(yīng)該越高，以便于擴大生產(chǎn)，進行技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率。因此，研究總產(chǎn)出中資本份額的變化趨勢和動態(tài)特征，有利于了解一個經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r。本文以吉林省1978年到2010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究吉林省資本收入份額的動態(tài)變化特征及其與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

為了研究吉林省資本收入份額的變動情況，假設(shè)吉林省生產(chǎn)技術(shù)符合CD生產(chǎn)函數(shù)，形如：Y=AKαLβ，其中Y為吉林省總產(chǎn)出，K和L分別為吉林省資本和勞動投入，A為技術(shù)進步，α，β分別為資本和勞動的收入份額。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，其中Y為吉林省1978年到2010年各年生產(chǎn)總值，K為固定資產(chǎn)投資及設(shè)備投資的總和，并用價格指數(shù)對Y和K進行平減，以1978年為基期。L為全省從業(yè)人員數(shù)量。

三、實證分析

總生產(chǎn)函數(shù)為非線性，可以采用取對數(shù)的方法使其線性化。為了研究資本份額α的動態(tài)變化，估計采用狀態(tài)空間模型，由于β并不是我們關(guān)心的參數(shù)，所以僅把α設(shè)定成狀態(tài)變量，并且設(shè)定狀態(tài)變量α為一階自回歸，狀態(tài)方程如下：

㏒Y=㏒A+sv·㏒K+β·㏒L+ε svt=C1+C2·svt-1+ut 把數(shù)據(jù)代入方程中，用Eviews軟件計算得到如下方程

㏒Y=-1.58+sv·㏒K+0.74㏒L （1） （-13.83）*** （52.42）*** （29.91）***

Svt=0.17+0.57 svt-1 （2）

（1.52） （2.06**）

從計算結(jié)果看，方程（1）中回歸系數(shù)都在1%水平上顯著，其中勞動收入份額相對較高，達到了0.74，高于全國水平。狀態(tài)方程中，常數(shù)項不顯著，但自回歸系數(shù)顯著，根據(jù)估計結(jié)果得到各年資本收入份額值，其均值為0.3966。吉林省資本收入份額并不具有明顯趨勢，而是表現(xiàn)出圍繞均值上下波動特點，但沒有表現(xiàn)出明顯的周期性。最低值出現(xiàn)在1983年，在1999年到2005年間保持最高水平。在1978年到1983年間，資本收入份額表現(xiàn)為下降趨勢，隨后14年間雖然表現(xiàn)出M型波動，但是波動幅度明顯減少，顯示出惰性。而1997年之后表現(xiàn)出大幅增長趨勢，且保持了近8年時間，但是從2004年之后出現(xiàn)迅速下降趨勢并且逼近到樣本期間的最低值。

從理論上分析，資本收入份額直接影響投資，進而將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。為了探究資本收入份額和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，把吉林省不變價環(huán)比GDP增速g和資本收入份額a繪制到同一張圖中進行比較，見圖1。

從圖1可以發(fā)現(xiàn)，GDP增速與資本收入份額的關(guān)系大致可以分為兩個階段，在1996年之前，兩者表現(xiàn)出了大致相同的變化趨勢，基本上表現(xiàn)為“M”型，但GDP增速變動的幅度大于資本份額的變動。而在1994年、1995年、1996年三點幾乎在圖像上重合，說明在這三年中資本收入份額和GDP動態(tài)變動趨勢一致，1997年之后，GDP增長和資本收入份額的變動開始背離，并且偏離程度越來越大，資本收入份額達到了數(shù)值最高時期，形成倒“U”型，而GDP增速進入到了相對平穩(wěn)時期。之后資本收入份額開始出現(xiàn)下降趨勢，并且向GDP增長曲線方向收斂。從圖形上看，二者交叉后各自延續(xù)發(fā)展趨勢，形成剪刀差狀。可以看出當(dāng)資本收入份額出現(xiàn)下降趨勢之后，GDP增長也進入了下降階段。由此我們可以推斷，資本收入份額的變動將影響經(jīng)濟增速，而且較高的資本收入份額將使經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)步的增長，若資本收入份額下降，經(jīng)濟增速也必將放緩。

四、結(jié)論及政策建議

通過本文研究發(fā)現(xiàn)，吉林省資本收入份額基本穩(wěn)定，并不存在明顯的增長或是下降趨勢。將資本收入份額變動趨勢和GDP增長趨勢結(jié)合研究發(fā)現(xiàn)，資本收入份額波動與經(jīng)濟增速變動近似一致，但在不同樣本區(qū)間表現(xiàn)為不同的趨勢關(guān)系?？梢姡€(wěn)定資本收入份額是保證經(jīng)濟穩(wěn)定可持續(xù)性發(fā)展的一個重要途徑。投資驅(qū)動是經(jīng)濟增長的一個重要來源，保持合理和穩(wěn)定的資本收入份額才能確保投資的積極性。為了能夠促進吉林省經(jīng)濟可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，應(yīng)積極努力保持穩(wěn)定且較高的資本收入份額，加大對新設(shè)備和新技術(shù)的投資，并通過技術(shù)引進和技術(shù)創(chuàng)新，提高資本使用效率。同時加快經(jīng)濟改革和市場化步伐，大力提高生產(chǎn)率。并且較高的資本收入份額也會提高經(jīng)濟增速，形成經(jīng)濟的良性循環(huán)，使經(jīng)濟穩(wěn)定健康的發(fā)展。

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篇(6)

【關(guān)鍵詞】 ARIMA 工業(yè)總產(chǎn)值 時間序列 預(yù)測

一、引言

自1978年改革開放以來，我國整體經(jīng)濟一直保持超高速增長，實際人均GDP年平均增長率達到9.0%，被世界譽為“中國奇跡”（林毅夫等，1994）。而自2008年國際金融危機以來，我國經(jīng)濟不免也受到國際整體經(jīng)濟形勢的影響，增長速度有所下滑，至2012年經(jīng)濟增長率甚至首次低于8%（7.5%）。而在同一時期，天津經(jīng)濟增長卻逆勢上揚，一直保持強勁勢頭，維持在高于15%的水平，遠超過全國平均水平，近幾年其經(jīng)濟增長率連續(xù)實現(xiàn)全國各省市第一名。

是什么因素助推天津的經(jīng)濟增長呢？我們進一步把整體經(jīng)濟按照三個產(chǎn)業(yè)進行劃分，分析相關(guān)數(shù)據(jù)可知天津的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)所占比例很高，接近50%，而且這其中重工業(yè)的比例超過80%。既然工業(yè)對于天津整體經(jīng)濟如此重要，對其未來增長趨勢進行分析和預(yù)測，可為進一步制定發(fā)展規(guī)劃提供依據(jù)。然而，我市工業(yè)總產(chǎn)值無疑要受到多種因素的制約，并且各個不相同的因素之間又有可能保持著極其復(fù)雜的關(guān)系，因而，運用結(jié)構(gòu)性因果模型對天津市工業(yè)總產(chǎn)值進行預(yù)測，一般難以達到較為理想的預(yù)測效果。再者，我市工業(yè)總產(chǎn)值序列為非平穩(wěn)時間序列，對其進行建模擬合和預(yù)測不宜直接采用自回歸（AR）、移動平均（MA）或自回歸移動平均（ARMA）模型分析。ARIMA（autoregressive integrated moving average model）是由統(tǒng)計學(xué)家Box和Jenkins提出的，又被稱為B-J模型（the Box-Jenkins Model），可用于非平穩(wěn)時間序列預(yù)測。本文首先分析和整理了我市工業(yè)總產(chǎn)值月度數(shù)據(jù)，進一步建立了工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型，最后以此對我市工業(yè)總產(chǎn)值做出分析與預(yù)測，并提出相應(yīng)的政策措施。本文所采用的我市工業(yè)總產(chǎn)值的月度數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997―2013年。原始數(shù)據(jù)（以“億元”為單位的天津市工業(yè)總產(chǎn)值）來源于天津市統(tǒng)計信息網(wǎng)，使用分析軟件為STATA12.0。

二、數(shù)據(jù)描述與趨勢性、季節(jié)性調(diào)整

圖1是我市工業(yè)總產(chǎn)值序列，1997年1月至2013年12月的時序圖。該圖顯示我市工業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)不斷上漲趨勢，但波動的幅度逐漸加大，并且伴隨有明顯的季節(jié)波動。前者預(yù)示著可能有逐漸加大的異方差的存在，后者指出我們在數(shù)據(jù)建模前應(yīng)對其進行季節(jié)調(diào)整。

按照時間序列數(shù)據(jù)處理慣例，我們首先計算經(jīng)濟數(shù)據(jù)的對數(shù)值。這樣做的理由是經(jīng)濟學(xué)家的研究發(fā)現(xiàn)很多經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)，具有近似指數(shù)的增長速度，即時間序列長期而言趨向于平均每年以一定的百分率增長，如果這樣的話，時間序列的對數(shù)就有近似于線性的增長速度。另一個理由是，許多時間序列數(shù)據(jù)的標準差近似于其水平成比例，即標準差可以使用時間序列水平值的百分率來表示，這時時間序列數(shù)據(jù)對數(shù)的標準差近似為常數(shù)（注：變量對數(shù)的變化近似于變量的比例變化，這一性質(zhì)來源于Ln函數(shù)的導(dǎo)數(shù)性質(zhì)。）。一般來說，這一處理能在相當(dāng)大的程度上緩解異方差造成的影響。由圖3可見，天津市工業(yè)總產(chǎn)值時間序列的波動已經(jīng)溫和多了，這也表明，對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理是有必要的。由于所使用的數(shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù)，其不可避免的有月度本身的結(jié)構(gòu)特點，為了使得月度本身不影響模型結(jié)果，所以我們下面將對數(shù)據(jù)進行去除月度特質(zhì)的季節(jié)調(diào)整（注：季節(jié)調(diào)整的原意是對于季節(jié)數(shù)據(jù)要去除其季節(jié)因素，此處實際為去除月度結(jié)構(gòu)因素。）。圖4報告了經(jīng)過月度的季節(jié)調(diào)整之后的數(shù)據(jù)圖示，可以看出經(jīng)過處理之后數(shù)據(jù)已經(jīng)基本剔除了月度結(jié)果特征。

三、天津市工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型分析

1、單位根檢驗

經(jīng)濟建模的前提是時間序列必須是平穩(wěn)的，因而，第一步需要對數(shù)據(jù)做單位根檢驗，而不是直接對數(shù)據(jù)水平量進行分析，從而為有關(guān)推論求得更可靠的統(tǒng)計分析依據(jù)。在對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的天津市工業(yè)總產(chǎn)值對數(shù)值時間序列和其差分下列給出單位根檢驗結(jié)果之后，依據(jù)所報告的統(tǒng)計量與其相應(yīng)的臨界值進行比較，原數(shù)列很可能存在單位根，即為I（1）時序數(shù)據(jù)。而對于差分序列可以明確的拒絕單位根的存在，即為I（0）時序數(shù)據(jù)。

2、ARIMA模型中p、q的確定

圖4和圖5分別展示了原數(shù)據(jù)序列的自相關(guān)圖和差分以后時間序列的自相關(guān)圖。圖6和圖7分別展示了原數(shù)據(jù)序列的偏相關(guān)圖和差分以后時間序列的偏相關(guān)圖。

對于ARIMA模型的階數(shù)取決于該序列的自回歸函數(shù)（ACF）和偏自回歸函數(shù)（PACF）。我們所用差分序列的AC值和PAC值如下（表2）。

由相關(guān)圖結(jié)合表1中，如果自相關(guān)值（AC）或偏相關(guān)值（PAC）在正、負2倍的估計標準差之間，則在顯著水平為5%的情形下與0無顯著區(qū)別。由此可知序列的P和Q按照最保險的方式，均取11階即可。至此，我們得到ARIMA模型的（p，i，q）=（11，1，11）。

四、天津市工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型預(yù)測與結(jié)果分析

1、模型預(yù)測

評價一個經(jīng)濟計量模型的效果，最重要的指標是它的預(yù)測。圖8中展示了，我們模型的預(yù)測效果和實際值之間的差距。以最近的2013年為例，我們具體來看模型的預(yù)測力。

在表2中可以看到，模型的預(yù)測力還是不錯的，即使由于今年天津工業(yè)發(fā)展與國家經(jīng)濟大勢不符，我們的簡單模型還是能預(yù)測出超過90%比例的變化。

篇(7)

關(guān)鍵詞：旅游產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；單位根；協(xié)整理論；因果檢驗

一、引言縱觀世界各地旅游發(fā)展歷史，不同地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展階段和水平不同、國家發(fā)展戰(zhàn)略取向不同，旅游產(chǎn)業(yè)具有不同的演進發(fā)展路徑。從旅游產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系來看，基本上可以把旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式歸結(jié)為兩種：一種是經(jīng)濟增長促進旅游發(fā)展(EconomyPromotingTourism)模式，簡稱EPT模式，即通過經(jīng)濟增長來帶動和促進國家(地區(qū))旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的模式；一種是旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長(TourismPromotingEconomy)模式，簡稱TPE模式，即通過發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)來拉動和促進國家(地區(qū))經(jīng)濟增長的模式。就中國的情況而言，目前理論界對EPT和TPE兩種旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式尚存較多的爭議，而重慶作為我國最年輕的直轄市，綜合性強、關(guān)聯(lián)度高、拉動作用突出的旅游產(chǎn)業(yè)日益成為重慶市國民經(jīng)濟發(fā)展最快的行業(yè)之一。所以，有必要深入研究重慶市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，進而科學(xué)地認識旅游產(chǎn)業(yè)在重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的地位與作用。

2010年，重慶市全年共接待海內(nèi)外旅游者1．62億人次，比上年增長31．54％；旅游總收入917．85億元，比上年增長30．52％；旅游總收入相當(dāng)于全市生產(chǎn)總值(GDP)的11．76％。與直轄之初的1997年相比，13年來全市接待海內(nèi)外游客數(shù)量、旅游總收入和旅游總收入相當(dāng)于全市GDP比重分別增長8．62倍、l2．49倍和6．97個百分點。其中，重慶市全年共接待入境旅游者137．02萬人次，旅游外匯收入7．O3億美元，分別比上年增長30．74％和30．9％。與直轄之初的1997年相比，13年來全市入境游客數(shù)量和旅游外匯收入分別增長5．25倍、6．66倍。由此可見，研究重慶市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)濟的貢獻是一個極富理論價值和實踐意義的課題。

二、文獻綜述

旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直是一個備受爭議的話題，國內(nèi)外學(xué)者在這一問題的認識上始終未能達成共識。Chi．okOh[】(腳’于韓國的實證研究明確表明，韓國的旅游業(yè)發(fā)展與以GDP為代表的經(jīng)濟增長之間并不存在長期的均衡關(guān)系，二者時間序列數(shù)據(jù)的Granger因果檢驗則表明，在短期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)致了旅游消費的增長。周路[3的研究表明，四川省經(jīng)濟增長與旅游總收入、入境旅游收入之間不僅存在長期正向均衡關(guān)系，也具有短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系，四川省國民經(jīng)濟增長1個百分點，旅游收入總量增加0．58個百分點，入境旅游收入增加0．13個百分點。劉其君¨](的研究結(jié)果表明，江蘇入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有長期穩(wěn)定的正向關(guān)系，并通過建立誤差修正模型說明兩者間存在的動態(tài)均衡關(guān)系。同時，Granger因果檢驗表明，江蘇入境旅游與經(jīng)濟增長兩者呈互為因果、互相促進的關(guān)系。鄧祖濤、陸玉麒J(-97)對湖北省旅游收入及經(jīng)濟增長進行研究發(fā)現(xiàn)，湖北省經(jīng)濟增長與旅游業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系，湖北省經(jīng)濟增長對旅游業(yè)的正向作用明顯強于旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的反向影響。

三、變量選擇說明與數(shù)據(jù)的采集和處理(一)變量選擇及其說明改革開放30多年以來，重慶旅游業(yè)發(fā)展大致經(jīng)歷了三個階段。1997年直轄以前，重慶旅游業(yè)發(fā)展經(jīng)歷了“接待型起步”和“事業(yè)型管理”兩個階段。自1997年重慶設(shè)立為中央直轄市，重慶市旅游業(yè)發(fā)展逐漸步人產(chǎn)業(yè)化推進階段。在直轄西部大開發(fā)戰(zhàn)略、“兩市一地”(指原萬縣市、涪陵市和黔江地區(qū))并入重慶、三峽工程全面建設(shè)和百萬庫區(qū)移民搬遷等重大事件背景下，新重慶的行政區(qū)劃范圍、城市地位和發(fā)展格局、經(jīng)濟社會發(fā)展目標及定位等均發(fā)生重大變化，給重慶旅游業(yè)帶來前所未有的發(fā)展機遇。本文采用1997—2010年共l4年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年重慶市旅游局和重慶統(tǒng)計局聯(lián)合的《重慶市旅游業(yè)統(tǒng)計公報》，以此來突顯相關(guān)政策下的重慶市旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

(二)變量的選擇和數(shù)據(jù)的采集與處理這里主要有三個變量：一是國內(nèi)旅游總收入(TR)，衡量國內(nèi)旅游發(fā)展的水平；二是入境旅游收入(IR)，衡量入境旅游發(fā)展的水平；三是國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，衡量重慶市經(jīng)濟發(fā)展的總體水平】(m’。通過對變量進行計量分析并建立模型，說明TR和IR是如何影響GDP以及二者的影響差異。為了避免數(shù)據(jù)序列的劇烈變化，分別對三組數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，即：LNTR、LNIR、LNGDP，其相應(yīng)的一階差分序列記為DLNTR、DLNIR、DLNGDP。這樣處理可以消除各個變量之間的異方差性，使變量的變化趨勢線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。因文章篇幅所限，1997—2010年重慶市旅游總收入、入境旅游收入與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)從略。

四、動態(tài)計量分析

為了直觀地觀察變量之間的變化趨勢，筆者運用EVIEWS6．0軟件繪制變量間的時序圖和一階差分序列圖，可以看出：GDP、TR和IR的三組變量對數(shù)值LNGDP、LNTR和LNIR的變化趨勢，其變化特征非常相似，可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢，即重慶市的GDP、TR、IR都表現(xiàn)出穩(wěn)定快速的增長趨勢。為了消除共同趨勢的影響，對變量采取差分處理。一階差分序列的變化特征表明，變量GDP和TR的一階差分平穩(wěn)性不高。因此，繼續(xù)對變量進行二階差分處理。二階差分序列變化特征表明：變量的二階差分具有平穩(wěn)性，其可能是平穩(wěn)序列，進而進行單位根檢驗。

(一)變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗

由于本文所選的分析變量是宏觀經(jīng)濟的變量，這種變量的時間序列通常情況下都是不平穩(wěn)的，隨著時間的位移而持續(xù)增長，也就是說有一種長期趨勢的特征。

檢驗結(jié)果表明各變量的ADF值與1％、5％和10％臨界值的大小比較，LNGDP、LNTR在10％的置信水平上都接受原假設(shè)，可以認為是不平穩(wěn)序列；而LNIR在1％的置信水平上同樣接受原假設(shè)，為不平穩(wěn)序列。LNGDP、LNTR的ADF檢驗值大于各自的臨界值，說明他們的一階差分序列是不平穩(wěn)序列，需要進行二階差分；而LNIR的一階差分序列是一個平穩(wěn)序列。LNGDP、LNTR的二階差分序列是平穩(wěn)序列。因此，接下來可以對三個變量進行協(xié)整檢驗。

(二)各變量間的協(xié)整分析

由單位根檢驗可知：LNIR為一階單整變量，LNGDP、LNTR為二階單整變量，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即GDP、TR、IR之間應(yīng)該存在一個長期的穩(wěn)定關(guān)系，可以進行變量之間的協(xié)整檢驗。本文運用EG檢驗法，EG檢驗是建立在兩變量之間是同階單整基礎(chǔ)上的，如(1)式則用OLS法估計長期均衡方程(稱為協(xié)回歸方程)：yl=+盧I+g2z+占。(1)將殘差e。用作為均衡誤差s的估計值，用ADF檢驗測定e的單整性。如果e。為平穩(wěn)序列，則認為變量之間是(1，1)階協(xié)整；如果e．為一階單整，則認為變量為(2，1)階協(xié)整。由于殘差e。的均值為0，所以在對其進行ADF檢驗時，應(yīng)該選擇沒有截距項的模型進行檢驗。現(xiàn)對e。進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果的表達形式為：LNGDP=4．399856+0．541809LNTR+0．198351}LNIRT(9．688225)(2．685068)(0．777850)R=0．929767DW=0．670440上述方程表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期的均衡關(guān)系，國民經(jīng)濟增加1個百分點，旅游總收入增加0．54個百分點，入境收入就會增加0．198個百分點。

由檢驗結(jié)果可知e．是平穩(wěn)的，因此LNGDP、LNTR、LNIR之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，即重慶市旅游收入、入境旅游收入和經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。這樣就可以建立LNGDP與LNTR和LNIR之間的誤差修正模型ECM。

(三)EMC修正模型

D(LNIR)沒有通過顯著性檢驗，現(xiàn)在去掉此序列，重新回歸，ECM模型標準格式回歸結(jié)果如下：LNGDP=0．612190}D(LNTR)一0．361554}ET(一1)T(4．239910)(一2．119883)R2=0．532946DW=2．014152方程的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，誤差修正系數(shù)為負，符合反向修正機制，反映了變量間的長期和短期關(guān)系。

檢驗結(jié)果表明：長期均衡經(jīng)濟增長模型的短期波動對其影響不顯著，當(dāng)經(jīng)濟變化超過均衡水平時，短期波動將促使其向均衡水平趨近，調(diào)整幅度為0．36％。同時，經(jīng)濟量受滯后1期的旅游總收入的影響，即重慶旅游總收入的增長有導(dǎo)致重慶經(jīng)濟增長趨勢，其比例為61．22％。模型中R=0．532946，也就是說各變量的變化僅能解釋經(jīng)濟變化的53．29％，說明影響重慶經(jīng)濟變化的因素是多種的，其他因素在模型中沒有反映出來，如進出口貿(mào)易等。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗

利用Granger因果關(guān)系來檢驗自然對數(shù)化以后的數(shù)據(jù)，以此考察重慶市經(jīng)濟增長與旅游總收入以及入境旅游收入之間的因果關(guān)系。

Granger因果關(guān)系檢驗表明，在滯后長度為1和2的情況下，除了重慶市的旅游入境收入不是引起旅游總收入增長Granger原因之外，LNGDP和I_~TR之間存在雙向因果關(guān)系，LNGDP和LNIR之間也存在雙向因果關(guān)系，說明經(jīng)濟增長對旅游總收入起到了刺激與推動作用，重慶市經(jīng)濟的繁榮帶動了國際旅游業(yè)的發(fā)展。在滯后長度為3的情況下，GDP和Tit之間仍然互為因果關(guān)系；在滯后長度為3和4的情況下，接受LNIR不是引起LNGDP原因的零假設(shè)，也接受LNIR不是引起LNGDP原因的零假設(shè)。同時，LNTR和LNIR之間不存在雙向因果關(guān)系。

五、結(jié)論

協(xié)整檢驗表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期的均衡關(guān)系，旅游總收人增加0．54個百分點，入境收入增加0．198個百分點，國民經(jīng)濟增加1個百分點。

修正誤差模型檢驗表明：在短期內(nèi)當(dāng)波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0．532946的調(diào)整速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。即是說，重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期均衡關(guān)系。

Granger因果關(guān)系檢驗：在滯后長度為1和2的情況下，重慶市的經(jīng)濟增長與旅游總收入和入境旅游收入之間都存在雙向因果關(guān)系。因而，重慶市可以采取有力措施促進旅游業(yè)的發(fā)展，從而提高旅游業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻程度。但是在滯后長度為3和4的情況下，入境旅游收入對重慶經(jīng)濟增長以及旅游總收入增長的貢獻率不大。

自1997年重慶市直轄以來，重慶市的旅游業(yè)發(fā)展有了明顯提速，但與某些省份相比還存在差距，需要通過加大旅游業(yè)的宣傳力度，創(chuàng)造更多吸引旅游者的條件來縮小差距。重慶旅游業(yè)的發(fā)展要以經(jīng)濟增長為基礎(chǔ)，同時經(jīng)濟增長也能帶動旅游業(yè)的發(fā)展。就目前來看，重慶入境旅游收入占國民經(jīng)濟收入的份額以及重慶旅游總收入的份額相對較小，重慶的旅游業(yè)還局限于國內(nèi)旅游。加強旅游景區(qū)相關(guān)設(shè)施建設(shè)、提高旅游產(chǎn)品質(zhì)量與旅游接待水平、吸引外國游客入境旅游，成為重慶市大力發(fā)展旅游業(yè)的首要任務(wù)。