中国经济增长的均衡路径分析，本文主要内容关键词为：路径论文,中国经济增长论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
无论是新古典经济增长理论，还是新近兴起的内生经济增长理论，都认为每个经济都各自有一个均衡增长路径，并且都将收敛于其自身的这一稳态路径；一个经济离其均衡增长路径越远，收敛的速度就越快。经济增长的这一条件收敛性质，近年来已引起了不少西方著名经济学家的兴趣和关注，曼昆（N.Gregory Mankiw）、罗默（David Romer）和韦尔（David N.Weil）（1992）曾用世界98个国家和地区的截面数据对此条件收敛性质进行了实证研究，巴罗（Robert J.Barro）和萨拉伊马丁（Xavier Sala－i－martin）利用美国各州的截面数据和日本各县的截面数据以及德国、英国、法国、意大利、荷兰、比利时、丹麦和西班牙8个欧洲国家中90个地区的截面数据也进行了类似的实证研究。 这些研究的结果，都支持条件收敛的存在。
显然，上述研究都是使用的截面数据，并且研究的对象主要是西方发达国家，那么此项研究能否使用时间序列数据？能否对一个国家特别是一个发展中国家如中国的总体经济增长历程来进行研究呢？也就是说，中国的总体经济增长过程中是否存在其自身的均衡增长路径？是否存在向此均衡增长路径的收敛？本文试图对此做出尝试。本文第二节将根据新兴的内生经济增长理论导出可用于时间序列数据分析的经济增长模型，第三节将使用和分与协和等经济计量分析方法估计建立中国的经济均衡增长路径模型和相应的误差修正模型，最后将给出分析的结论。
二、经济理论模型的导出
使用时间序列数据进行分析，不同于用截面数据分析，其所涉及的变量都必须是随时间而变的。因此，需要给出带有时间下标的经济理论模型。这里仍然使用曼昆、罗默和韦尔给出的总量生产函数，不过为了使其结果适用于时间序列数据分析，对每个变量我们都给出明显的时间下标。由此，这一总量生产函数为：
Y[,t]＝K[α][,t]H[β][,t]（A[,t]L[,t]）[γ]（1）
式中Y[,t]为时期t的最终产品产出，K[,t]为物质资本存量，H[,t]为人力资本存量，L[,t]为劳动力人数，A[,t]为时期t 社会所拥有的生产技术水平。参数α＞0，β＞0，γ＞0，且α＋β＋γ＝1，表明社会生产具有规模报酬不变的特性。
社会的物质资本存量和人力资本存量随着每个时期对其的投资而增加，随着折旧而减少。因此，物质资本存量K[,t]和人力资本存量H[,t]的运动方程可设定为：
＝s[,K[,t]]Y[,t]－δK[,t]（2）
＝s[,H[,t]]Y[,t]－δH[,t]（3）
式中＝dK[,t]／dt，＝dH[,t]／dt，分别表示物质资本和人力资本的增量；s[,K[,t]]和s[,H[,t]]则分别为最终产品产出中用于物质资本投资和人力资本投资的比例；δ为折旧率，为了分析的简便，假设该折旧率为常数，并且物质资本和人力资本的折旧率相同。
劳动力人数的增长由于受各时期人口增长率的不同等因素的影响而不同，所以劳动力人数的增长率是一个随时间而变的变量。而社会生产技术水平的变化一般各个时期也不相同，但由于技术水平的变化很难直接测量，所以为简便起见，也假设其增长率为常数。因此，若记时期t劳动力人数的增长率为n[,t]，生产技术水平的增长率为g，则劳动力人数L[,t]和生产技术水平A[,t]的运动方程就分别为：
将式（9）和式（10）都代入式（6），则得单位有效劳
该式给出了对应于长期均衡增长路径式（12）的短期误差修正模型，它表明单位有效劳动产出率的增长由两部分组成，一部分是其均衡值的增长，另一部分是其实际水平向其均衡水平收敛的变动。
由于
为单位有效劳动的产出率，但有效劳动A[,t]L[,t]的数量不可观测，而劳动力人数L[,t]是可观测的， 所以为了便于实证分析，需将其转换为单位劳动力的产出率即劳动生产率。记劳动生产率为y[,t]＝Y[,t]／L[,t]，从而有＝y[,t]／A[,t]。由式（5 ）可知A[,t]＝A[,0]e[gt]，所以ln＝lny[,t]－lnA[,0]－gt，将此式分别代入式（12）和式（17），则得劳动生产率y[,t] 的长期均衡增长路径和短期误差修正模型分别为：
lny[*][,t]＝lnA[,0]＋gt＋（α／γ）lns[,K[,t]]＋（β／γ）lns[,H[,t]]－［（α＋β）／γ］ln（n[,t]＋g＋δ）（18）
△lny[,t]＝b＋（1－e[－λ[,t]]）（lny[*][,t－1]－lny[,t－1]） （19）其中式（19）中的截距b＝a＋g。由于调整系数（1－e[－λ[,t]] ）＞0，所以若前期的实际产出高于其均衡产出，（lny[*][,t－1]－lny[,t－1]）＜0，则后期的经济增长速度就较低；否则， 后期的经济增长速度就较高。
三、中国的数据与模型估计
为了用此长期均衡增长模型式（18）和短期误差修正模型式（19）来分析中国经济的增长，我们从中国统计出版社1999年出版的《新中国五十年统计资料汇编》选取有关数据构成样本数据。这些样本数据均为年度数据，时间跨度为1952～1998年，共47个年份。由于公布的GDP 数据只有现价数据，而无不变价数据，但GDP指数为可比价格指数， 所以本文各年的GDP数据采用了各年的GDP指数与1952年的GDP数值的乘积，即各年的GDP＝GDP指数×67900（万元），这实际上是将各年的GDP数值都用1952年的价格给出。在本文的分析中，劳动力人数原本拟采用各年的从业人员数，但可能前后的统计口径不一致，这样的数据根本无法使用。考虑到中国总人口数的统计还比较准确，且劳动力的人数与总人口数的比例应该比较稳定，故各年劳动力人数采用了各年总人口数与一固定比例系数的乘积，根据中国1990～1998年各年从业人员数与总人口数的大致比例，这一固定比例系数取为0.56，即各年的劳动力人数＝总人口数×0.56。有了各年的GDP数值和劳动力人数， 二者相除即为劳动生产率y[,t]。物质资本投资率s[,K[,t]] 采用了各年资本形成总额与GDP支出额之比的百分数；人力资本投资率s[,H[,t]] 则采用了各年大学生与中专生毕业人数之和与劳动力人数之比的万分数；劳动力人数的年增长率n[,t]就采用了各年人口总数的增长率，为千分数；而g＋δ则沿用了曼昆、罗默和韦尔在对世界各国截面数据分析中所假设的数值，每年都为5％。若将各变量都具体列出，则有：
y[,t]＝（GDP指数（％）×67900 （万元））／（人口总数（万人）×0.56）
s[,K[,t]]＝（资本形成总额（当年价格）×100）／GDP 支出额（当年价格）
s[,H[,t]]＝（大学生毕业人数（万人）＋中专生毕业人数（万人）×10000）／（人口总数（万人）×0.56）
n[,t]＋g＋δ＝人口自然增长率（‰）＋50（‰）
由现代经济计量学理论可知，要判断一组时间序列变量之间是否存在长期均衡关系，首先必须对每一个变量进行和分检验，其次还必须对全部变量进行协和检验。需要指出，英文名词integration和cointegration是目前经济计量学和时间序列分析文献中出现频率非常高的两个专有名词，我国学术界有人将二者分别译为“单整”和“协整”，还有人将二者分别译为“积分”和“共积”，然而这两种译名实际上都不合适。单就integration来说，虽然该词有一个含义为“整合”，即合并为一个整体，并且也是微积分学中的“积分”一词，但是该词在经济计量学和时间序列分析中并没有整体的意思，也没有整数的含义，也不是与微分运算相对应的积分运算。实际上，这里的integration是指与差分（difference）运算相对应的一种运算，即为各期差分之和，而其中的差分阶数既可以是整数阶，也可以是分数阶。因此，根据其含义，integration可译为“和分”，即本文中所使用的译名，意指差分之和。相应地，cointegration则可译为“协和”。
对各变量的和分阶数检验即为单位根检验，常用的检验方法是扩展的迪基－富勒（ADF）检验。用此方法对上述中国的4个变量的自然对数及其一阶差分的检验结果，如表1所示。表中检验类型中的C表示常数项，T表示趋势项，L的数字表示滞后阶数。由表中检验结果可以看出，变量lny[,t]、lns[,K[,t]]、lns[,H[,t]]和ln（n[,t]＋g＋δ）都是非平稳的，而它们的一阶差分则都是平稳的。因此，这些变量都是一阶和分序列，为Ⅰ（1）；而它们的一阶差分则都是Ⅰ（0）。
对变量组的协和检验，目前常用且较简便的方法是恩格尔－格兰杰二步法。使用此方法对中国经济增长的时间序列变量lny[,t]、lns[,K[,t]]、lns[,H[,t]]和ln（n[,t]＋g＋δ）进行协和检验，首先需要估计出式（18）给出的lny[,t]与其他变量之间的长期均衡关系。 在式（18）中，由于解释变量lns[,K[,t]]的系数与lns[,H[,t]]的系数之和（α／γ＋β／γ）等于ln（n[,t] ＋g ＋δ）的系数（α＋β）／γ，所以对此方程的估计是一个带约束的回归估计问题。为了估计的简便，可对此方程进行一下变换，若再加上随机误差项u[,t]，则lny[,t]与其他变量之间的长期均衡关系回归方程式就可写为：
lny[,t]＝lnA[,0]＋gt＋（α／γ）［lns[,K[,t]]－ln（n[,t]＋g＋δ）］＋（β／γ）［lns[,H[,t]]－ln（n[,t]＋g＋δ）］＋u[,t] （20）
表1 各变量的ADF单位根检验
变量
检验类型
ADF 检验临界值 检验临界值 DW
(C,T,L) 统计量
(1%)(5%)
统计量
lny[,t](C,T,3) -0.5480 -4.1837 -3.5162 1.9990
lns[,K[,t]](C,T,3) -3.1774 -4.1837 -3.5162 1.9635
lns[,H[,t]](C,T,3) -1.4869 -4.1837 -3.5162 1.9103
ln(n[,t]+g+δ) (C,T,3) -2.8121 -4.1837 -3.5162 1.9757
Δlny[,t] (C,0,2) -5.1316 -3.5889 -2.9303 1.9344
ΔlnS[,K[,t]] (C,0,2) -6.5534 -3.5889 -2.9303 2.0987
ΔlnS[,H[,t]] (C,0,2) -5.1570 -3.5889 -2.9303 1.9143
Δln(n[,t]+g+δ)
(C,0,2) -4.6213 -3.5889 -2.9303 1.9707
考虑到中国1958年开始的大跃进和随后的自然灾害，不仅导致了中国经济1960～1962年的大衰退，而且还导致了中国人口1960年的负增长的1959年与1961年的低增长；再考虑到中国文化大革命时期，有几年大学和中专停办，导致1970～1973年大学和中专毕业生人数极少；为了不使这些政治和自然灾害冲击对式（20）的长期均衡关系的估计干扰过大，本文设置了如下三个虚拟变量：
加入上述三个虚拟变量，然后根据前述中国1952～1998年的年度序列数据，使用普通最小二乘法对回归方程式（20）进行估计，可得中国经济增长变量之间的长期均衡关系估计式为：
ln
＝6.6559＋0.2538D[,1]＋0.2260D[,2]－
（0.3097） （0.1810) （0.1349）
0.3838D[,3]＋0.0312t＋0.4053
（0.1297） （0.0047) （0.1433）
［lnS[,K[,t]]－ln（n[,t]＋g＋δ）］＋0.3931
（0.0796）
［lnS[,H[,t]]－ln（n[,t]＋g＋δ）］（21）
式中时间变量t的原点为1951年， 式下括号中的数字为相应参数估计量的标准误差。
为了判断式（21）给出的关系式是否真实，其次需要对式（21）的残差序列进行单位根检验。记：
＝lny[,t]－ln （22）
要对此残差序列进行扩展的迪基－富勒ADF检
程中，当年的失衡，对于经济增长或衰退具有加速的作用；而从认识到失衡，并采取修正措施，到这些措施发挥出显著的效应，滞后需2年的时间。
四、结论与启示
通过本文的分析可以看出，中国的经济增长过程中也存在着新古典经济增长理论和内生经济增长理论所揭示的自身的均衡增长路径，并且也存在着向其自身均衡增长路径收敛的特征。这表明，尽管中国实行了多年的计划经济，并且现在仍处于向市场经济转轨的过程之中，但是基本的经济规律并不能违背。经济的增长过程就是整个国民经济围绕着其自身的均衡增长路径运行的过程，一个国家均衡增长路径的高低取决于该国物质资本和人力资本投资的比例，以及技术进步的速度和人口增长的速度等因素。短时的外部刺激虽然能提高一时如一年经济增长的速度，但并不能提高其长期的均衡增长路径，经济的增长最终还是要回落到其均衡增长路径之上。由于投资于物质资本的比例一般很难大幅增加，所以要提高经济的均衡增长路径，就必须增加对人力资本的投资和加快科技创新的速度。
本文的分析还表明，中国国民经济系统对经济失衡的反应比较迟钝，失衡修正机制的作用效果滞后严重，滞后期达2年之长。 这意味着中国宏观经济管理的水平还不高，企业微观管理机制还不完善，对市场变化的反应不灵敏，决策机制不活，应变能力还较差。这就需要进一步深化改革，完善企业的法人治理结构，提高企业的活力和对市场的应变能力。同时，也需要加快政府职能的转变，进一步提高和改善宏观经济调控的能力和水平。