动态广义矩（通用3篇）
动态广义矩 篇1
经济发展本质上是一个技术、产业不断创新、结构不断变化的过程［1］。 改革开放以来,由工业化所引致的“结构性加速”,成就了中国30多年的经济高速增长奇迹［2］。 然而,按照工业化国家的发展经验,在产业结构高级化达到一定程度后,会发生所谓的“结构性减速”现象,结构变化对生产率的推动作用将会减弱［3，4］。 如果经济政策应对不当,很多问题将因“结构性减速”而凸显。 因此,深刻理解产业结构变动和经济增长的因果关系有重要的政策含义。
目前, 关于产业结构变动与经济增长因果关系的研究已有很多文献, 但对两者之间的作用关系一直没有统一的结论。 已有研究侧重从全国或单个省(市)层面来研究产业结构变动与经济增长之间的关系。 与以往研究不同,本文基于全国31个省际动态面板数据,构造两个不同的产业结构变动指数,运用动态面板广义矩估计对研究结果进行稳健性检验,并在揭示产业结构变动与经济增长之间的格兰杰因果关系及其变动规律的基础上,提出调整产业结构、促进经济增长的政策建议。
一、研究方法与模型
(一)产业结构变动测度方法
本文借鉴Dietrich［5］的方法,采用两个不同的指数来反映产业结构的变动情况。 第一个是NAV,表达式为:
第二个是MLI,表达式为:
式(2)中,xit和xis分别表示第i产业增加值在时间t和s占GDP的比重。
(二)面板单位根和协整检验
为检验的稳健性,采用五种单位根检验方法,主要有LLC、IPS、Breitung和Fisher检验。 协整检验,采用Pedroni［6］和Kao［7］方法。 Pedroni［6］建议用两类检验:第一类基于组内尺度,包括Panel v、Panel ρ、Panel pp和Panel ADF统计量;第二类基于组间尺度,包括Group ρ、Group pp和Group ADF统计量。
(三)面板格兰杰因果性检验
Judson和Owen［8］的研究表明,在目前的宏观环境下, 采用固定效应模型比随机效应模型更合适。Hurlin和Venet［9］提出了如下固定效应检验模型:
其中,αi表示个体的固定效应, 每个个体样本具有不同的系数γi（k）和βi（k）,i代表地区,t代表时间,εit为随机扰动项。
建立如下因果检验假设:
为检验这Np个线性约束,构造如下Wald统计量:
其中,RSS1为模型(3)的残差平方和,RSS2为约束模型的残差平方和。 Fhnc统计量服从自由度为Np和NT-N (1+p)-p的F分布。 原始假设为因果关系不存在,及相应的系数为0,如果统计量不显著,则x不是y的原因。 对于动态面板模型系数的估计采用了广义矩估计(GMM)［10］。
二、计算结果与分析
(一)数据来源
本文研究的面板数据覆盖全国31个省份。 R(经济增长率)为与上年相比的可比价速度,三次产业占比为以可比价计算的各产业增加值占可比价GDP比重, 所有数据来自 《新中国60年统计资料汇编》、《2011-2014年各地区统计年鉴》。
(二)平稳性检验
按前文所述五种方法对NAV、MLI和R及其一阶差分进行面板单位根检验, 检验回归式中包含常数项与同时包括常数项和趋势项两种情况, 结果见表1、2、3。 当对原值序列进行检验时,只有带常数项和趋势项的Breitung检验不能拒绝“存在单位根”的零假设;当对一阶差分进行检验时,检验结果都在1%的显著性水平下拒绝“存在单位根”的零假设。 由此,三个变量的一阶差分不存在单位根。
(三)面板协整检验
考虑了样本中各省间协整向量的差异以及各省的固定效应,采用Pedroni和Kao检验的方法,结果见表4。Pedroni的蒙特卡洛模拟实验显示,对于小样本(T<20)来说,Group ADF统计量是最有效力的, 从结果看,Group ADF统计量在1%、Kao检验在1%的显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的零假设。 因此,可以认为非平稳时间序列R与NAV、R与MLI之间存在协整关系。
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(四)面板因果检验
在对式(3)进行估计时,在方法的采用、滞后期的选择以及长短期的期限划分上借鉴Dietrich的方法,另外,考虑到目前中国现实的宏观经济环境,采用三阶滞后期可能比单从统计上采用AIC等信息判断准则来确定滞后期来得更加合适,不仅可以用来检验结果的稳健性,还可以发现一些较长时期的相互关系。在这里对式(3)估计分别采用OLS、ArellanoBond one-step GMM、Arellano-Bond two-step GMM,结果见表5、6。
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从表5、6可知,无论是从NAV还是从MLI来考察,在5%的显著性水平下,OLS估计的Wald检验拒绝零假设; 在10%的显著性水平下,Arellano-Bond one-step GMM估计的Wald检验拒绝零假设, 说明产业结构变动是经济增长的格兰杰原因, 特别是从滞后一期来看,无论是NAV还是MLI,OLS估计在10%水平下显著,Arellano-Bond one-step GMM估计在5%的水平下显著。 从反向来看,OLS、Arellano-Bond two-step GMM估计的Wald检验,在1%的显著性水平下拒绝零假设,说明经济增长是产业结构变动的格兰杰原因,OLS、Arellano-Bond two-step GMM估计滞后一期分别在10%、1%的显著性水平下拒绝零假设, 特别是OLS估计的滞后三期,在1%的水平下显著,表明较长时期的经济增长有利于产业结构的调整。 在短期内,政府相对于企业有总量信息优势, 并利用此优势制定产业政策,进而会影响并引导产业结构的变动,在推动所扶持产业增长的同时拉动整体经济增长。 进一步地, 经济的增长有利于带动与此相关的其他行业发展,进而影响产业结构的变动。 但这种效应是短期的,因为一旦政府这种总量信息转化为公共信息,企业和市场会对此做出反应, 除非重新掌握新的信息优势, 否则相对于企业很难长期保持这种总量信息优势,无法长期引领。 在较长时期内,经济增长对于适合本地发展的产业有一个更为明显的促进作用,这种促进作用同时会带动产业结构做出调整。
三、结论与建议
本文研究表明, 短期内产业结构变动与经济增长之间存在双向格兰杰因果关系。 产业之间发展不均衡作为一种常态, 正是产业结构变动调整对经济增长发挥相应作用的基本原因。 同时,经济增长所带来的资本积累和技术进步, 也为产业结构调整创造了必要的基础和条件。 在一个相对较长的时期内,存在经济增长到产业结构变动的单向因果关系。 国民经济和社会发展规划作为经济发展的纲领性文件,设定了明确的经济增长目标, 对产业结构调整具有明显的影响, 中国经济发展的实际印证了这种单向因果关系的存在。
基于以上结论,建议如下:
第一, 进一步有效发挥政府和市场在产业结构调整中的作用。 深化政府体制改革,杜绝政府对经济的过度介入。 进一步完善市场经济基础的法律制度及执行机制,提升市场的资源配置效率,实现公平有序的自由竞争秩序。 健全有利于创新的市场环境,提高创新生态系统的运行效率。
第二,产业政策的制定要避免路径依赖,应根据各地经济与产业发展态势及升级要求相机而定,以规避产业政策缺陷可能带来的不足。 要加强分类指导,对于那些经济发展水平较高的地区,制定产业政策的重点应放在如何推进经济提质增效、 转型升级上,发展对资源依赖少、附加值高的行业;对于经济发展水平相对较弱的地区,根据要素禀赋,实施选择性地支持具有潜在比较优势的产业、 相机进行差别化调控、避免区域产业趋同和同质化竞争,对政策中不合时宜的内容及时进行修正和调整, 避免造成产业结构扭曲和失衡。
第三,产业发展要更好地与“人口红利”和“结构红利”相适应,规避“结构负利”的出现。 加快要素市场化改革, 充分发挥市场在要素资源配置中的决定性作用,避免由于价格扭曲而造成的资源错配。 要推进教育与科技、经济深度融合,加快建立政产学研经“五位一体”的协同创新体系, 促进创新要素与生产要素良性互动,人才培养和产业需求无缝对接,科研创新链和产业链有机融合。
摘要：基于省际1993-2013年的面板数据,运用广义矩估计方法进行实证检验,发现:短期内,产业结构变动与经济增长之间存在双向格兰杰因果关系;而较长时期内,仅存在经济增长到产业结构变动的单向格兰杰因果关系。
关键词：经济增长,产业结构,广义矩估计
动态广义矩 篇2
20世纪90年代以来,随着生产、投资、贸易等活动全球化的发展,FDI技术国际化载体作用引起了人们越来越多的关注,FDI会通过竞争效应、示范效应、劳动力流动和垂直关联等途径促进本地企业或东道国生产率提升,即FDI具有正向的技术溢出效应。但部分实证结果得出与之不一致的结论,例如,苏楠和曹晅(2012)采用2000年～2010年省级面板数据用广义矩估计方法分析FDI行业特征和技术溢出对地区生产率的影响,发现FDI对我国内资企业生产率的影响为负向,这说明FDI的技术溢出机制至少在一定程度上是失效的[1]。因此学者们将目光转向自主创新的问题,我国自主创新活动在2000年前后开始出现爆发性增长,从发明专利申请授权量来看,国内发明专利申请授权量从2000年的6177件增长到2010年79767件,数量增长了近12倍;从创新资源投入来看,国内R&D支出总额由2000年的2050.2472亿元上升到2010年7507.9775亿元。在整体迅猛增长的同时,我国地区创新差异却越来越明显。根据金祥荣和余冬筠(2010)的计算,如果以创新产出率衡量各省单位研发投入得到的创新数量,则各省之间创新产出率的差异呈现扩大趋势[2]。
现有关于自主创新的文献表明,企业家精神对提高本地区生产率起到非常重要的作用。关于企业家精神的定义,学者们有不同理解。熊彼特认为企业家精神的核心是创新,与追求成功、冒险精神、事业心、首创性相联系。德鲁克认为企业家精神的实质在于变革,进而引发社会的进步。国内学者叶勤(2000)认为创业是企业家精神的基础,创新是核心[3]。基于以上的观点,本文所讨论的企业家精神是指企业家创新和创业精神的统一。对于企业家精神对地区生产率的影响,国内外学者进行了大量卓有成效的研究。李宏彬等(2009)采用1983-2003年省际面板数据实证分析后指出,企业家精神对我国地区生产率存在显著的正效应,其中,创业精神的积极影响在1%水平上显著,其每增加一个标准差,生产率年均增长率会提高21.88%,而创新精神的正效应不显著[4]。李杏(2011)指出,企业家精神对地区生产率有重要影响,企业家精神增长百分之一,实际人均GDP年均增长率提高0.4%[5]。杨宇、郑垂勇(2008)提出我国东、西部地区创业对地区全要素生产率的影响更大,而中部地区创新对其的影响更大[6]。Arrow(1962)认为,企业家精神是通过知识溢出进而促进地区生产率提升的,知识溢出会提高地区生产率,但知识不会自动转变为有用知识,在它们之间存在“过滤器”机制[7],并且,Braunerhjelm 等(2010)指出企业家精神就是推动知识溢出并实现其商品化的机制之一[8]。本文沿袭以上理论文献的思路,以新古典增长模型为框架,实证分析地区生产率和企业家精神之间的关系。文章的创新点如下:采用省级面板数据,与Keilbach和Audretsch (2004a, 2004b)[9,10]的研究方法不同,我们将创新精神和创业精神看作为与本地区全要素生产率相关的地区技术能力看待,而不是类似劳动力和资本投入这样的地区资源,从动态角度检验这些能力和地区生产率的关系,并且,我们还要对创新精神只是促进地区生产率提升的必要条件,而不是充分条件进行证明。
2 模型的建立及数据说明
2.1 建立计量模型
Solow(1956)的新古典增长模型认为,不能由劳动力和资本要素投入来解释的增长部分可以作为技术进步和知识存量增加的结果[11]。借鉴C-D生产函数形式,地区产出Y由有效劳动投入量L、物质资本存量K和全要素生产率A共同决定,用方程可表示为
Y=Af(K,L) (1)
在方程(1)中,我们将技术进步的变化作为影响生产率或投入要素使用效率的外生变量,因此经济增长依靠于生产要素(劳动和资本)的可获得性,以及它们的使用效率(Romer, 2007)[12]。
因为地区能力代表资源利用效率,我们应该考虑将地区能力(创新精神IE和创业精神BE)作为提高生产率的无形要素,因此我们将它们加入到方程(1)变量A中,其中A=A(IE,BE)。与厂商理论基本原理一致,创造新知识和创办新企业的能力在不同地区之间是异质的,该异质性可以部分解释地区的经济表现。
将劳动力L和资本K均归入地区资源类别中,而将创新精神IE和创业精神BE作为“地区能力”(这两要素决定了地区全要素生产率A)。在规模报酬不变的情况下,我们可以得到方程(2)
结合方程(1)和方程(2),我们可以建立初步计量模型
PGDP=γ0+γ1·IE+γ2·BE+γ3·k+ε (3)
其中,PGDP为人均收入,表示地区生产率水平,IE为创新精神,BE为创业精神, k为人均资本,ε为随机误差项。
为进行GMM分析,在方程(3)的基础上添加时间维度和动态因素以及对外贸易系数、人力资本、政府购买、FDI技术溢出、信贷支持等五个控制变量,于是得到的最终计量模型为
PGDPit=γ0+γ1PGDPit-1+γ2BEit+γ3IEit+γ4kit+γ5OPENit+γ6HRit+γ7GOVit+γ8FDIit+γ9Credit+μi+ηt+εit (4)
方程(4)中,下标i表示省(市、区),t表示时期,PGDPit、BEit、IEit、kit、OPENit、HRit、GOVit、FDIit、Credit分别为第i省第t期的地区生产率、创业精神、创新精神、人均资本、对外贸易系数、人力资本、政府购买、FDI技术溢出、信贷支持;μi为个体效应,ηt为时间效应,εit为干扰项,μi～i.i.d(0,σ
2.2变量说明
(1)因变量 为地区生产率指标,用实际人均GDP来度量(2000年为参照年份)。(2)自变量 为创业精神指标。创业精神是新创企业的行为,一般是用企业所有权比率、自我雇佣比率、企业进入和退出率来度量。由于数据获得的有限性,本文选用地区个体和私营企业安排的就业人数占总就业人数的比重来度量。(3)自变量 为创新精神指标。创新精神一般是用R&D投入、专利数量、新产品价值来度量。由于数据获得的有限性,本文选用地区R&D经费内部支出占固定资产投资的比重来度量;(4)自变量 为人均资本指标,用地区单个就业人员平均支配的固定资本来度量。(5)控制变量: 为地区对外贸易系数指标,用地区国际贸易总额占国内生产总值的比重来度量; 为人力资本指标,用地区高校本(专)科毕业生占地区人口数的比重来度量; 为政府购买指标,用地区政府购买占国内生产总值的比重来度量,其中,用政府最终消费支出替代政府购买。 为FDI技术溢出指标,用地区实际利用FDI占国内生产总值的比重来度量; 为信贷支持指标,用地区各项贷款余额占国内生产总值的比重来度量。本文使用的数据是根据历年《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》以及省(市、区)统计年鉴的统计数据整理计算得到。为了分析企业家精神对生产率影响的空间性差异,我们按照国家统计局三大经济地带的划分方法,将我国31个省(市、区)分别归类为东部经济地带、中部经济地带、西部经济地带三大部分,其中,东部经济地带包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省(市);中部经济地带包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省;西部经济地带包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省(市、自治区)。在模型(4)中,因变量与扰动项相关,从而固定效应OLS估计量和随机效应GLS估计量都有偏。为了解决上述估计问题,本文使用stata10.0软件采用GMM分析方法对动态面板数据模型(4)进行估计。
数据来源:历年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》和省(市、区)统计年鉴
3 结果分析
由表2可以看出,从全国整体来看,创新精神变量IE的系数为1.542805,t值为1.76,统计量仅在10%水平上显著,显然创新精神对整体生产率的正向影响偏弱。创业精神变量BE的系数为0.4571712,t值为1.53,显然创业精神对整体生产率的正向影响不显著。究其原因主要有如下几点:第一是R&D投入相对不足。《中国科技统计年鉴》数据显示,2010年东部经济地带、中部经济地带和西部经济地带R&D经费内部支出占地区生产总值的比重分别为1.149%、0.7078%和0.4833%,只有目前世界领先国家R&D占GDP平均比重3%的38.3%、23.593%和16.11%,与它们相比存在相当大的差距。第二是风险投资行政功能突出,缺乏完善的运行环境。第三是高校研究开发和成果转化脱节、满足市场与企业需要的、实用性的项目偏少,技术创新转化率不高。第四是科技人员的作用尚未得到充分发挥。第五是创新文化相对缺失。第六是民营企业存在融资渠道狭窄、综合实力不强等问题。
注:括号内为t统计值,“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。“[ ]”内为统计量的概率值。
分组回归结果显示:除了东部经济地带创新精神变量IE与创业精神变量BE的估计系数为正、且统计量在10%水平上显著外,中西部经济地带均为不显著正数或负数,这说明创新精神与创业精神对不同地区生产率的影响偏弱,资本和劳动力投入数量的增加仍然是我国经济高速增长的主要动力,创新与创业精神对地区生产率的正效应仅仅在东部经济地带成立,中西部经济地带均不显著,呈现割裂状态。这与东部经济地带较高的R&D投入强度、风险投资初具规模、高校技术创新产业化率较高、创新文化比较浓厚、民营企业融资创新、综合实力较强以及勇于创业、求真务实的民性特征等分不开的。
如果继续对创新进行讨论,创新既包括原创性的、真正的创新,也包括模仿性的创新。模仿性的创新主要是指当地企业把外部市场的产品在性能、外观等方面进行改造以便于满足本地市场需求,此类型“创新”产品通常仅相对于本企业或地区而言。模仿性创新产品在技术水平和市场不确定性方面大大降低,由于已经被外部市场消费者认同,因此一般也不存在消费者接受风险。真正的革新性创新往往先期研发投入巨大,而且在知识商业化过程中,由于经常存在不确定性,不但需要企业家敢于承担风险,而且需要有相对完善的外部条件,如风险投资、金融信贷支持和知识产权保护等。当企业从事真正创新时,在市场竞争中生存机会才能上升,这样才意味着成功的市场开发,企业家精神对地区生产率才会具有实质上的促进作用。目前我国大部分省(市、区)尚未具备这些条件,或者还比较缺乏,因此企业倾向于进行模仿性创新,这也导致目前“山寨产品”在市场上泛滥的局面。因为这一类型的创新需要承担的风险和不确定性要小得多,需要更多的是企业的学习和模仿能力,因此企业家的创新精神对地区生产率的影响就会大大降低,也就是说创新精神只是促进地区生产率提升的必要条件,而不是充分条件。
4 结论及对策建议
实证检验了企业家精神对地区生产率的影响,得出如下结论:第一,创新精神与创业精神皆是提高地区生产率的动力,但创新精神与创业精神对地区生产率的正向影响偏体较弱;第二,从全国整体来看,创新精神对全国整体生产率存在在10%水平上显著的正效应,而创业精神对其的积极影响不显著;第三,从分组回归结果来看,除了对东部经济地带生产率的促进效应在10%水平上显著外,创新精神和创业精神对中西部经济地带生产率不存在显著性影响。
为了提高地区创新与创业精神,促进地区生产率水平提升,我们提出以下五点建议:一是改善风险投资的资本结构及运作环境。首先大力支持民间及境外风险投资的发展,积极建立政府与企业相结合的股份制风险投资公司,并强化其市场功能。其次,支持风险投资公司参与效益欠佳的上市公司重组,具备条件的可买壳在上海或深圳证券市场上市;对于风险投资境外上市,管理层收购以及其他企业进行股权收购等行为给予政策与税收等方面的支持。二是强化市场导向,优化选题,促进高校技术创新转化率的提升。建议高校科研人员重视对市场的调查与研究,精心筛选出满足企业实际需要的、创新性突出的科技攻关课题,开发出具有较大市场需求的新产品、新工艺、新技术,进一步增强研究成果的经济价值与实用价值。三是实行科技人员产权激励制度。首先在加大知识产权保护的同时,建立具有权威性的专业技术中介体系与技术交易网络平台,使得愿意转让的科技成果能够得到合理的评估;其次,在东部经济地带进行技术入股市场化实验,不受国家规定的35%的技术股份额的限制,完全由市场和企业决定技术股的份额。四是培育积极创新的文化氛围。积极营造创业光荣,允许创业失败的浓厚创新氛围;对创业成功者给予奖励,失败者予以帮助;倡导政府、企业、个人都来参与创新文化的培育及弘扬。五是加大对民营企业的财政和金融支持力度。首先进一步加大财政资金投入,强化各类财政专项资金向民营企业倾斜的力度,重点支持民营企业公共服务体系、服务平台建设项目、自主创新产业项目以及安排就业的创业项目。其次,加快民营企业信用体系建设,开发符合民营企业特征的金融品种,建立区域性民营企业银行,建立健全融资担保机构。
需要特别指出,中西部经济地带要进一步建立健全社会服务体系,改善企业家创业环境。一是政府要加大对中介服务机构的支持力度,支持集资融资、认证许可、市场开拓、技术支持、人才培训、管理咨询、信息服务等各类社会中介服务机构,授权民政厅、工商联引导他们建立行业协会、商会等自律性组织,整顿中介服务市场,规范中介服务行为,营造良好的服务环境。二是优化创业发展环境。采取切实措施,加大对政务中心的改革力度,真正实现“一站式”和“一条龙”服务。严格治理“三乱”,除国家法律法规和国务院财政、价格主管部门以及省政府规定的收费项目外,任何部门和单位不得收取任何费用。三是全面构建创业服务体系。首先进行创业辅导。由劳动人事部门牵头,商会组织配合,邀请专家和创业成功人事为创业者提供创业辅导;其次加强职业技能培训。确定一批创业培训基地,整合高校、技校、职校等职业教育资源,打造创业人才队伍。再次加强创业融资支持。建立政府、银行、商会、企业的联席会议制度,加强创业者和金融单位之间的沟通,对符合国家政策的创业者和守信用的中小企业给予优先支持。
参考文献
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动态广义矩 篇3
一、研究设计及模型构建
1、理论模型
从柯布—道格拉斯生产函数出发, 同时引入金融发展水平作为一个独立影响因素, 用于表示资本的有效利用系数, 即把金融发展水平F当作一项“投入”用于生产过程。同时设K=K0F, F=F1F2, F1和F2分别表示正规金融资本与民间金融资本的有效利用系数, 那么柯布—道格拉斯生产函数将变换为如下形式:
再得出 (2) 式:
本文为了考察经济产出增长与民间金融发展之间的关系, 如果不考虑技术进步、正规金融发展水平和资本投入的变化, 则经济产出与民间金融发展水平变化的关系式可表示为:
其中c为常数, 即c=m AK0βF1β, c>0。
设民间金融发展水平F2β=IF, 接着对 (7) 式两边取对数求导得:
以上说明了理论上民间金融发展水平与经济增长呈线性关系, 于是本文将式 (4) 作为实证分析的理论基础, 可得到本研究的基本计量模型:
2、实证模型构建
考虑到本文的研究目的, 即为了揭示民间金融发展水平的区域经济增长差异情况, 结合 (5) 式建立如下的动态面板回归模型:
其中αi, 为截距项, 代表个体效应 , εi, t为随机扰动项, αi和i, t独立同分布;p1和p2为变量所选取的滞后阶数。
式中, Ln GDP, 用于表示区域经济增长, 用取了对数的国民收入来度量, 数据来源于各省不同年份的《统计年鉴》;Ln IF用于表示民间金融发展, 对其规模和发展水平也无法进行精确的统计, 本文笔者选取了各省份不同年份的《非国有经济年鉴》中“非国有投资”指标中的“自筹”及“其他资金来源”两部分的数据作为民间金融规模的值。鉴于2000年金融环境相对开放, 因此本文数据以2000—2012年为样本期。另外, 因不可避免地会存在内生性造成的估计偏差, 因此, 本文采用系统广义矩估计方法 (SGMM方法) 来对模型 (6) 进行估计。
二、民间金融推动经济增长的区域实证
1、系统广义矩估计结果
为研究不同地区民间金融发展水平对区域经济增长的差异影响, 首先依据本文所建的动态面板回归模型 (6) 将全国作为一个整体面板进行分析, 接着将全国31个省市自治区份划分为东、中、西三个区域, 1然后分别建立子动态面板回归模型进行估计。目前在动态的面板回归模型中, 得到变量的滞后阶数为P1=P2=3。结果见表1。
注: 括号中的数值表示 t 统计量 ***、**、* 分别表示该估计量在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
2、模型检验
考虑到仅仅依据T统计量的显著性来确定滞后阶数可能存在不科学性, 为了证明变量的滞后阶数选择是否合理, 采用Sargan统计量来检验模型是否存在过度识别的问题, 以说明滞后阶数选择的稳健性和参数估计的一致性。检验结果如表2所示:
由表2中得知, 利用SGMM方法建立的动态面板回归模型可以揭示我国民间金融对区域经济增长的差异动态效应。
注:估计结果报告中括号数值为 P 值;面板单位根检验形式设定为: 含截距项不含趋势项;LLC 和 IPS 检验是对面板残差进行的平稳性检验, 其原假设为存在单位根。
3、结果分析
根据表2的估计结果可知:民间金融对区域经济增长有着显著的正向影响。民间金融规模每增加1%, 可以导致经济增长0.2562%;就各区域来分析 , 其中东部地区本年度民间金融规模每增加1%, 经济增长0.2623%, 表明东部民间金融发展对经济增长的促进作用已超过对全国的整体影响, 而中、西部地区的民间金融发展对经济增长的促进作用依然低于对全国的整体影响, 本年度民间金融规模每增加1%, 中、西部地区经济分别增长0.2138%和0.1944%。
不论是全国还是其他不同区域的和值均为正且高度显著, 说明民间金融发展对区域经济增长都有一定的正向滞后作用, 上一年度民间金融规模每增加1%, 可以导致全国经济增长0.3409%, 使东、中、西部地区 区域经济 分别增长0.2134%、0.2837% 、0.3142%, 上两年度民间金融规模每增加1% , 可以导致全国经济增长0.4231%, 东、中、西部地区区域经济分别增长0.3344%、0.3873%、0.4325%; 也可反应东、中、西部三个地区区域经济增长随着时间推移对民间金融的依赖大致呈现出西部地区依赖程度最大, 中部地区次之, 东部地区最小;影响系数的正向作用在第一年逐渐增强, 在第二年则达到最大。
度量了滞后一年的GDP对当期GDP形成的动态效应, 全国以及东、中、西不同区域的值均为正且显著, 说明上一年度的GDP形成对当年区域经济增长有显著正向作用, 上一年度的GDP每增加1%, 可以导致全国经济增长0.2120%, 东部地区经济增长0.2325%、中部地区经济增长0.1837%、西部地区经济增长0.1436%, 这种正向作用表现在西部地区最小, 中部地区次之, 东部地区最大。
三、结论与启示
本文认为, 总体上民间金融发展对区域经济增长存在影响, 其正向促进作用表现得与当期不同, 表现为西部地区最大、中部次之、东部最小的地区差异。同时, 民间金融规模的扩大对经济增长的促进在第一年逐渐增强, 在第二年则达到最大。
结合本文研究结果, 考虑到民间金融发展已成为了推动我国区域经济增长的重要力量, 我们应当充分认识到其积极的一面并加以利用, 对民间金融采取支持的态度, 采取适当的措施加以规范和引导。目前, 民间金融市场监管普遍缺位, 所以, 首先从制度上规范民间金融, 加强政府对于民间金融的监管与引导, 健全金融监管体制。其次, 完善金融市场体系, 创新民间金融支持区域经济发展, 引导民间金融机构实现合法化、规范化, 使民间金融健康有序发展。
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