长期均衡范文（精选8篇）
长期均衡 第1篇
江西省作为我国经济落后省份，要发挥它的后发优势，从中西部崛起，在注重江西经济发展速度的同时，经济的健康发展也是不可忽视的。本文就是从江西财政收入与经济增长长期均衡分析的角度，来对江西经济的健康状况进行一次初步“诊断”。
1 变量序列的选择及其数据的确定
1.1 财政收入序列的确定
江西财政收入属于地方财政收入的范畴，而由于本题的研究对象为江西财政收入与经济增长的长期均衡关系，而地方的经济增长不仅受到地方财政收入的影响，同时地方上缴中央的税收收入同样也对地方的经济增长具有不可忽视的作用，所以笔者选择了地方全部财政收入这个大概念作为本题的分析变量，它包括地方财政收入和地方上缴中央的税收收入。为了描述的简便，在下文中凡是未作特殊说明的“财政收入”都指的是地方全部财政收入，其序列用{F}表示。其数据区间选择为1978年至2005年的财政收入，其数据来源于《江西统计年鉴2006》。
1.2 经济增长序列的确定
从经济增长的含义中可以发现，经济增长应该包含了一类变量，但在许多研究财政收入与经济增长关系的文章中，都只是使用GDP这一个变量来代替经济增长的一类变量，虽然经济增长的类变量或子指标之间存在着较强的相关性，但简单的用GDP代替这一类指标，这无疑会损失许多有用信息，而导致研究结果不够准确和科学。所以本文在确定经济增长变量时，选择了与财政收入具有相关性的一类变量，即建立了一个与财政收入具有相关性的经济增长指标体系。
经济增长指标的选择是根据与财政收入各项来源结构具有相关性的原则进行的，各项经济增长指标选择如下:
按照增值税的征收范围，包括对进口的货物按照进口货物金额征收增值税，将进口贸易额作为经济相关因素:还包括对工业及商业增加值征收增值税，所以将工业生产总值和批发零售贸易总额作为经济相关因素，这里用批发零售贸易总额代替商业增加值，是考虑到商业增加值的统计数据难以取得，并且批发零售贸易总额与商业增加值在一般情况下具有相近的增长趋势。营业税的征收范围包括建筑业和第三产业的营业额、转让额和销售额，所以将建筑业和第三产业产值作为营业税指标的经济相关因素。企业所得税的课税对象是企业的生产经营所得和其它所得，同时还必须从指标数据的可获得角度考虑，所以将第二产业产值、第三产业产值和居民总消费指数作为其经济相关因素。根据个人所得税的征收对象和范围，全体居民收入是个人所得税的基础，但考虑到个人所得税的起征点要求，农村居民收入水平较低，城镇居民收入是个人所得税的现实基础，所以选择了人均生产总值和城镇居民可支配收入为其经济相关因素;另外，居民个人收入的增长还可以反映在城乡居民储蓄余额指标上，城乡居民储蓄余额同时还与利息税的大小密切相关，因此将城乡居民储蓄余额也作为个人所得税指标的经济相关因素。除了与个人所得税相关的经济因素外，其它税收收入的经济相关因素还主要包括农林牧渔业产值等指标。
所以最后选择了进口贸易额、工业生产总值、批发零售贸易总额、建筑业产值、第三产业产值、第二产业产值、居民总消费指数、人均生产总值、城镇居民人均可支配收入、城乡居民年末储蓄余额和农林牧渔业产值共11项指标组成经济增长指标体系。
由于指标体系中的各项指标之间存在着较大的相关性，并且根据协整分析的方法特点，我们不能直接用这11项指标与江西财政收入进行协整分析。多元统计中的主成分分析法能有效的解决标量之间高度相关问题，并且它能将各变量的有效信息进行综合，所以先选择主成分分析法对11项指标进行分析。
分析中使用的原始数据均来自《江西统计年鉴2006》，样本区间选择为1978年至2005年。根据主成分分析的基本步骤，首先将11项指标的原始数据标准化，以消除量纲的影响，然后根据标准化数据计算各指标的相关矩阵，接下来就是计算相关矩阵的主成分及其特征向量，计算过程是通过统计软件SPSS完成的。计算得到的主成分如下:
表一中得到了11个主成分，每个主成分都是按其特征值大的大小顺序排列的，它们都代表了11项指标的一个线性组合。每个主成分均有其特定经济含义，可以用于揭示原始样本中的基本性质。根据主成分综合评价理论，第一主成分说明了原始数据变动的总规模，而其余各主成分则说明样本内部的其它各方面的特征。并且从表一中可以看到，只有第一主成分是大于1的，它的方差贡献率为93.812%，这表明11项指标中93.812%的信息都包含于第一主成分当中。统计分析中一般认为，选取的主成分的累计贡献率大于85%，即可保证主成分对原始指标的代表性是优良的。所以根据以上的分析，我们只须选择第一主成分进行分析，它的线性表达式如下:
其中G代表第一主成分，Xi表示Xi的标准化变量，即Xi=(xi-μi)/σi,μi和σi分别为变量Xi的平均数和标准差(i=1,2,…,11)。X1代表进口贸易额，X2代表工业生产总值，X3代表批发零售贸易总额，X4代表建筑业产值，X5代表第二产业产值，X6代表第三产业产值，X7代表居民总消费指数，X8代表人均生产总值，X9代表城镇居民人均可支配收入，X10代表城乡居民年末储蓄余额，X11代表农林牧渔业产值。
第一主成分G就是我们要寻找的经济增长变量，它能充分代表经济增长指标体系中的11项指标，经济增长变量G的数据可以根据其表达式得到，将11项指标各年的标准化数据分别带入(1)式中，可以得到经济增长变量序列1978年至2005年的数据为:
由于变量G的数据是通过标准化数据计算得到的，所以它的平均数为0，方差为其特征值的平方根3.21。这里要考虑的是，得到的变量G是代表11项指标规模变化的线性组合数据，是无量纲的数据，而财政收入是以亿元为代单位的有名数，那么是否能直接对二者进行协整检验?根据Judge等人(1993)对平稳和非平稳序列的研究，证明了一般线性变换是不会改变变量序列单整性的。即如果变量序列Xt服从d阶单整，则A+BXt也是服从d阶单整的。所以只要序列{G}和序列{F}是同阶单整序列，即满足协整检验的前提条件，可对二者直接进行协整检验。
2 各变量序列的单整检验
2.1 财政收入变量的单整检验
首先必须对序列{F}进行ADF检验，以确定它是非平稳序列，这是进一步进行单整检验的前提。从序列{F}的数据可看出，序列{F}有明显的上升趋势，所以检验方程必须选择同时包含常数和时间趋势项的形式。序列{F}的ADF检验结果如下:
从表二中可以看到，ADF检验统计量为2.922，比1%、5%以及10%的显著性水平下的临界值都要大，则不能拒绝零假设，序列{F}存在单位根，是非平稳的。
确定了序列{F}为非平稳序列，就可以进一步对它的一阶差分序列{ΔF}进行ADF检验。序列{ΔF}在数值上仍然具有明显的上升趋势，所以还必须选择同时包含常数和时间趋势项的形式进行ADF检验，检验结果如下:
从表三的结果可以看到，ADF检验统计量为1.01，仍然比1%、5%以及10%的显著性水平下的临界值都要大，则还是不能拒绝零假设，一阶差分序列{ΔF}仍然是非平稳序列，所以还必须对序列{F}的二阶差分序列{Δ2F}进行ADF检验。序列{Δ2F}已不具有明显的上升趋势，而主要表现出随机趋势，所以选择不具有常数和时间趋势项的检验方程进行检验，检验结果如表四所示。
从表四中可以看到，ADF检验统计量为-2.92，比1%、5%以及10%的显著性水平下的临界值都要小，则拒绝零假设，二阶差分序列{Δ2F}为平稳序列，这说明序列{F}为二阶单整序列，即{F}—I(2)。
2.2 经济增长变量的单整检验
序列{G}的单整检验步骤与序列{F}的一致，对序列{G}的二阶差分序列{Δ2G}进行ADF检验，得到:
从表五中可以看到，ADF检验统计量为-6.32，比1%、5%以及10%的显著性水平下的临界值都要小，则拒绝零假设，二阶差分序列{Δ2G}为平稳序列，这说明序列{G}也为二阶单整序列，即{G}—I(2)。
3 两变量之间协整关系的检验
从前面的分析中，我们已经证明了财政收入序列{F}与经济增长序列{G}都是二阶单整的，下面就根据EG的两步法对它们的协整性进行检验。
首先，用变量Ft对Gt进行普通最小二乘回归，得到回归系数的估计值:
回归方程的各参数检验值如下表:
第二步将、、F和G带入回归方程中进行计算，从而得到回归方程的估计残差序列{ε}，最后对序列{ε}做单位根检验，检验结果如表七所示。
从表七中可以看到，ADF检验统计量为-1.002，比1%、5%以及10%的显著性水平下的临界值都要大，则不能拒绝零假设，序列{ε}存在单位根，是非平稳的。进一步对序列{ε}的一阶差分序列{Δε}进行ADF检验，得到:
从上表可知，序列{ε}为一阶单整序列，即{ε}—I(1)。显然，估计残差序列{ε}的单整阶数低于序列{F}和序列{G}的单整阶数，这说明两序列之间存在协整关系。
4“诊断”结论
从以上的分析我们可以得出结论，序列{F}和序列{G}是存在协整关系的，也就表明江西财政收入与经济增长之间保持着长期均衡的关系，从这一方面来判断，江西的宏观经济处于良好的运行状态。
参考文献
[1]钟晓敏.地方财政学[M].北京:中国人民出版社,2001.
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[4]易丹辉.数据分析与EViews应用[M].北京:中国统计出版社,2002.
长期均衡 第2篇
一、优化生育政策的核心内容是什么？
实施一对夫妻可以生育三个子女政策，并取消社会抚养费等制约措施、清理和废止相关处罚规定，配套实施积极生育支持措施，简称实施三孩生育政策及配套支持措施。
二、三孩生育政策从什么时候开始实施？
《中共中央国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》（以下简称中央《决定》）提出，修改人口与计划生育法，提倡适龄婚育、优生优育，实施三孩生育政策。目前，国务院已向全国人大常委会提出议案，建议在人口与计划生育法中规定一对夫妻可以生育三个子女。全国人大常委会审议后将作出修改人口与计划生育法的决定，对三孩生育政策作出安排。各省（自治区、直辖市）也将修改人口与计划生育条例，结合本地实际做好法律政策衔接，依法组织实施。
在5月31日中央政治局会议审议通过中央《决定》后、全国人大常委会审议后作出的修改人口与计划生育法的决定施行前生育三孩的，可按修改后的法律认定。
三、实施三孩生育政策是取消计划生育了吗？
实施三孩生育政策及配套支持措施，仍然是计划生育。中央《决定》赋予了计划生育新内涵，即实施三孩生育政策及配套支持措施，改革服务管理制度，提升家庭发展能力，推动实现适度生育水平，促进人口长期均衡发展。
四、今后还有社会抚养费等制约措施吗？
中央《决定》提出，取消社会抚养费等制约措施，清理和废止相关处罚规定，将入户、入学、入职等与个人生育情况全面脱钩。
五、对之前违反法律法规规定生育三孩的，是否还征收社会抚养费？
已经依法作出征收决定并执行完毕的，应当予以维持；已经作出征收决定但尚未执行完毕的，已经征收部分不予退还，未征收部分不再继续征收；尚未调查或作出征收决定的，不再受理、处理。各地要做好政策衔接，加强宣传解读，稳妥有序地推动工作落实。
六、如何建立健全人口服务体系？
以“一老一小”为重点，建立健全覆盖全生命周期的人口服务体系。加强基层服务管理体系和能力建设，增强抚幼养老功能。落实生育登记制度，做好生育咨询指导。推进出生医学证明、儿童预防接种、户口登记、医保参保、社保卡申领等“出生一件事”联办。
七、如何办理生育登记？
夫妻生育孩子的，实行生育登记，按规定享受妇幼健康、优生优育等服务。生育登记既可以在户籍地办理，也可以在现居住地办理。各级卫生健康部门要优化办事流程，实行网上办理、跨省通办。实行生育登记服务制度，是科学把握出生人口态势，精准提供妇幼健康、优生优育等服务的基础性工作。
八、母婴安全五项制度是什么？
母婴安全五项制度包括妊娠风险筛查与评估、高危孕产妇专案管理、危急重症救治、孕产妇死亡个案报告和约谈通报制度。五项制度贯穿孕产期服务与管理全过程，以“重预防、守底线、强责任”为核心，从制度上保证孕产妇安全，并对不同风险的人群提供适宜的、有针对性的干预服务。
九、对孕产妇如何进行妊娠风险分级分类管理？
按照《妊娠风险评估与管理工作规范》要求，开展孕产妇妊娠风险筛查和评估，对孕产妇进行分级分类管理，在《母子健康手册》及相应信息系统作出明显标注。对于妊娠风险分级为“黄色（一般风险）”、“橙色（较高风险）”、“红色（高风险）”和“紫色（传染病）”的孕产妇，应当建议其在二级以上医疗机构接受孕产期保健服务和住院分娩。对患有疾病可能危及生命不宜继续妊娠的孕产妇，由副主任以上任职资格的医师进行评估和确诊，告知继续妊娠风险，提出科学严谨的医学建议。
十、危重孕产妇和新生儿救治保障有哪些举措？
《危重孕产妇和新生儿救治中心建设与管理指南》（国卫办妇幼发〔2017〕40号），对危重孕产妇和新生儿救治中心的区域组织管理、机构内部管理、业务管理以及服务能力、设施设备配备、人员配置和工作制度提出了明确要求。着力加强各级危重孕产妇和新生儿救治中心建设与管理，组建区域急救专家组，强化转运、用血等重点环节保障，畅通转诊救治绿色通道，提升临床救治能力。
十一、如何保障新生儿安全？
建立健全危重新生儿救治协作网，健全分级负责、上下联动、应对有序、运转高效的危重新生儿救治、会诊、转诊网络。加强危重新生儿救治能力保障，密切产儿科协作，加强人员培训培养，推广新生儿早期基本保健、早产儿袋鼠式护理和新生儿复苏等适宜技术。强化新生儿健康管理，强化孕期、产前、产时和产后优质服务，保障胎儿和新生儿健康。
十二、在防治出生缺陷方面有哪些措施？
健全出生缺陷防治网络，落实三级预防措施。加强知识普及和出生缺陷防控咨询，强化婚前保健，推进孕前优生健康检查，加强产前筛查和诊断，推动围孕期、产前产后一体化管理服务和多学科协作。扩大新生儿疾病筛查病种范围，促进早筛早诊早治。做好出生缺陷患儿基本医疗和康复救助工作。
十三、出生缺陷三级预防包括哪些措施？
一级预防是在婚前、孕前和孕早期进行健康教育、婚前保健、孕前优生检查和咨询指导，预防和减少出生缺陷的发生。二级预防是在孕期开展产前筛查和产前诊断，减少致死、严重致残缺陷儿的出生。三级预防是对新生儿进行先天性疾病筛查和诊断，对出生缺陷患儿进行救治康复，预防和减少儿童残疾。
十四、孕前优生健康检查包括哪些服务项目？
自2010年起，我国启动实施国家免费孕前优生健康检查项目，为农村计划怀孕夫妇免费提供健康教育、健康检查、风险评估、咨询指导等19项孕前优生服务，预防和降低出生缺陷发生风险。目前免费孕前优生健康检查已纳入国家基本公共卫生服务项目，在全国所有县（市、区）普遍实施，所有符合条件的计划怀孕夫妇均可免费享受孕前优生健康检查服务。
十五、新生儿疾病筛查有哪些病种？
《新生儿疾病筛查管理办法》规定，全国新生儿疾病筛查病种包括先天性甲状腺功能减低症、苯丙酮尿症等新生儿遗传代谢病和听力障碍。卫生健康部门根据需要对全国新生儿疾病筛查病种进行调整。省、自治区、直辖市人民政府卫生健康行政部门可根据本行政区域的医疗资源、群众需求、疾病发生率等实际情况，增加本行政区域内新生儿疾病筛查病种。
十六、如何建立健全托育服务支持政策和标准规范体系？
将0~3岁婴幼儿照护服务纳入经济社会发展规划，强化政策引导，通过完善土地、住房、财政、金融、人才等支持政策，引导社会力量积极参与。以市地级行政区为单位制定整体解决方案，建立工作机制，推进托育服务健康发展。加大专业人才培养力度，依法逐步实行从业人员职业资格准入制度。发展智慧托育等新业态，培育托育服务、乳粉奶业、动画设计和制作等行业民族品牌。
十七、如何大力发展多种形式的普惠托育服务？
发挥中央预算内投资引导和撬动作用，推动建设一批方便可及、价格可接受、质量有保障的托育服务机构。支持有条件的用人单位为职工提供托育服务。鼓励国有企业等主体积极参与各级政府推动的普惠托育服务体系建设。加强社区托育服务设施建设，完善居住社区婴幼儿活动场所和服务设施。制定家庭托育点管理办法。支持隔代照料、家庭互助等照护模式。支持家政企业扩大育儿服务。鼓励和支持有条件的幼儿园招收2至3岁的幼儿。
十八、“十四五”婴幼儿托位数建设目标是什么？
“十四五”规划《纲要》将托位数列为20个主要指标之一，提出每千人口拥有3岁以下婴幼儿托位数从目前的1.8个提高到2025年的4.5个。
十九、“十四五”期间预计增加多少个示范性普惠托位？
“十四五”时期，实施公办托育机构建设工程和普惠托育服务扩容项目，支持150个城市新增示范性普惠托位50万个以上。
二十、在生育休假和生育保险方面有哪些举措？
严格落实产假、哺乳假等制度。支持有条件的地方开展父母育儿假试点，健全假期用工成本分担机制。继续做好生育保险对参保女职工生育医疗费用、生育津贴待遇等的保障，做好城乡居民医保参保人生育医疗费用保障，减轻生育医疗费用负担。
二十一、之前的计划生育家庭还能享受有关待遇吗？
对全面两孩政策调整前的独生子女家庭和农村计划生育双女家庭，继续实行现行各项奖励扶助制度和优惠政策。探索设立独生子女父母护理假制度。
二十二、计划生育特殊家庭特扶金标准如何调整？
根据经济社会发展水平等因素，实行特别扶助制度扶助标准动态调整。自2011年以来，先后四次调增扶助标准，目前独生子女伤残和死亡特扶金标准分别为每人每月350元、450元。
二十三、如何构建新型婚育文化？
长期均衡 第3篇
关键词：玉米价格；活猪价格；豆粕价格；ARDL-ECM模型；动态关系；长期均衡关系
中图分类号：F307.3文献标志码： A文章编号：1002-1302（2015）01-0440-04
收稿日期：2014-07-30
基金项目：国家自然科学基金青年项目（编号：71203012）；北京市教育委员会社科计划面上项目（编号：M201410020001）。
作者简介：张晓（1991—），男，北京人，硕士研究生，主要从事畜牧业经济研究。E-mail：492055719@qq.com。
通信作者：胡向东，副教授，硕士生导师，主要从事畜牧业经济研究。E-mail：20118301@bua.edu.cn。生猪产业对于畜牧业生产至关重要，同时猪肉也是城乡居民的主要肉类消费品。猪肉价格对于生猪养殖户和城乡居民来说具有较大影响。玉米和豆粕是活猪饲料的主要原料，占其原料总量的80%以上。同时猪肉价格在市场中的变化对玉米价格和豆粕价格也会造成一定的影响。2012年，全球主要粮食生产国美国遭遇了半个世纪以来的罕见干旱，在玉米、小麦、大豆等农作物严重减产的预期下，国际大宗商品市场谷物价格6月以来一路飙升，全球粮食价格上涨趋势日渐明朗。美国生猪生产商协会表示，尽管大多数企业已使用期货锁定2013年春季前的饲养成本，但玉米、大豆等饲料价格持续上涨导致饲养成本提升，企业毛利润减少，养殖户会选择时机突击性宰杀生猪，这导致美国猪肉市场供应出现异常波动，肉价在短期内下跌后再大幅上涨，最终出现10%以上的2位数上涨。2012年8月，我国玉米产区吉林、辽宁多地遭遇了虫害，虫害主要为二代或三代黏虫。据报道，一些地方大面积农作物受损，东北地区虫灾较为严重，部分地区可能绝收，使得玉米价格暴涨，活猪价格也随之快速上涨，与国际趋势趋同。
国外学者Malkowski分析了1974年波兰猪肉产业价格波动的主要原因是育种报酬的不稳定、饲料成本和劳工成本的上升。Chang利用单根检定法与自行回归条件异质变异数模型（autoregressive conditional heteroscedastic model，ARCH），分析了1991—1998年台湾地区猪价及其主要肉品之间的价格变化[1]。对于生猪生产波动的成因，Mordecai首次应用蛛网模型理论分析了不同时期价格对生产者供给行为的影响程度，认为产量与价格之间的循环变化形成了生产波动过程[2]。
国内学者主要对我国生猪生产波动、生猪价格的形成机制及其变动规律的研究较多，殷传麟等认为影响我国生猪价格的因素有供求状况、疫病、饲料原料、替代品价格、进出口贸易、流通费用、国家政策等[3]。由于研究方法和样本数据的不同，改革开放以来我国生猪价格波动次数的研究结论并不一致。吕杰等认为1984—2005年我国生猪价格经历了4次大周期的波动[4]。石有龙则认为，自1988年后我国生猪产业大概每隔3年就有1次生产波动[5]。林智元认为，1947—1988年粮食和生猪生产同时出现了7次波动[6]。黄英伟等研究表明，20世纪80年代前后生猪生产与粮食产量关系发生了变化[7]。还有些学者对猪价运行规律进行研究。孙志强用蛛网理论分析了1996—2007年的活猪市场价格，发现生猪价格先后出现了收敛、封闭和发散型的“蛛网现象”[8]。王芳等以仔猪价格、玉米价格、生猪价格、猪肉价格组成的养猪业价格系统为研究对象，运用动态计量方法探讨他们之间的均衡和引导关系，用分布滞后模型对养猪业价格传导机制进行了分析[9]。李秉龙等发现，猪肉波动受国家宏观调控、消费习惯、生产成本、收入和替代品价格等多方面因素共同影响[10]。
这些研究对活猪价格与粮食价格的关系进行了深入分析，有些对价格形成机制进行研究，有些对价格传导机制进行研究，还有些对价格波动规律进行研究。从总体上看，虽然存在一些分歧，但大多数学者认为，玉米价格和豆粕价格对猪肉价格具有正向作用。然而，我国对于活猪价格与玉米价格和豆粕价格关系的研究仍然较少，多为理论或经验分析，无法得到一定的动态效应。至于活猪价格与我国玉米价格和豆粕价格之间存在什么样的形成机制和传导机制，玉米价格和豆粕价格对活猪价格的短期影响以及长期影响的程度如何都有待进一步深入研究。因此，本研究在借鉴已有文献的基础上，采用ADRL-ECM模型对玉米价格和豆粕价格与我国活猪价格之间的短期动态关系与长期均衡关系进行深入分析，使得能够准确把握玉米价格和豆粕价格对活猪价格影响的传导机制与效应程度，为我国的粮食政策提供一定的参考。
1材料与方法
1.1变量选取与数据来源
为了深入研究活猪价格、玉米价格和豆粕价格的关系，本研究以活猪价格、玉米价格和豆粕价格作为研究对象，所选取的数据是2001年1月至2014年3月的活猪、玉米和豆粕的月平均价格，数据来源于全国畜牧业总站。
2000年1月至2014年3月玉米价格、豆粕价格和活猪价格的走势概况如图1所示。从2000—2014年，活猪的最高价格出现在2011年的9月，为19.68元/kg，最低价格出现在2000年6月，为5.45元/kg。豆粕的最高价格出现在2013年10月，为4.53元/kg，最低价格出现在2000年1月，为 1.93元/kg。玉米的最高价格出现在2012年9月，为 2.57元/kg，最低价格出现在2000年4月，为0.89元/kg。从2000年1月至2014年3月，玉米价格总趋势是上涨的，但没有明显波动，价格趋势表现较平缓。从2000年1月至2014年3月豆粕价格总趋势是上涨的，但也有较小的价格波动，出现了3次相对较明显的高峰，分别为2004年4月、2008年7月和2012年9月。随着豆粕价格的波动起伏，活猪价格也随之波动起伏。从2000年1月至2014年3月活猪价格出现了3次较为显著的高峰，分别为2004年9月、2008年4月和2011年9月，其中2006—2014年活猪价格波动幅度较大。
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1.2研究方法与模型设定
传统的时间序列模型，一般从已知相关理论出发设定模型形式，再由样本数据估计模型中的参数。这种方法使建模过程对相关理论有很强的依赖性。而Jorgenson提出的自回归分布滞后（auto-regressive distributed lag，ARDL）模型与传统的检验方法相比有如下优点：（1）ARDL模型可以通过变换，得到误差修正模型（error correction model，ECM），能反映出短期波动中偏离其长期均衡关系的程度，即将短期效应与长期效应结合起来；（2）当样本变量中的解释变量为内生变量时，ARDL模型也能够得到有效并且无偏的估计结果。因此，本研究采用ARDL-ECM模型对活猪价格与玉米价格和豆粕价格的关系进行研究，为了消除通货膨胀的影响，将各价格数据进行对数变换。
第1步是检验时间序列的平稳性。若序列平稳性为平稳的，即为I（0）或I（1）过程，则可通过式（1）对它们进行ARDL模型的协整关系检验：
Δlnpp=α0+∑ni=1α1Δlnppt-i+∑ni=0α2Δlnrpt-i+∑ni=0α3Δlndpt-i+α4lnppt-i+α5lnrpt-1+α6lndpt-1+ut。（1）
式（1）中：pp为活猪价格，元/kg；rp为玉米价格，元/kg；dp为豆粕价格，元/kg；Δ为一节差分项；α0为常数项；α1、α2、α3代表了短期动态关系；α4、α5、α6代表了3种价格之间的协整关系；i为滞后期数；t为时间，月；ut为误差项。
若经过协整检验后，确定它们之间确实存在协整关系，则可进行第2步，通过ADL模型对变量的长期关系进行分析。运用式（2）对玉米价格、豆粕价格和活猪价格之间的长期效应进行分析：
lnpp=α0+∑ni=1α1lnppt-i+∑ni=0α2lnrpt-i+∑ni=0α3lndpt-i+ut。（2）
用活猪价格自身滞后值以及玉米价格和豆粕价格的当期值及滞后值来解释活猪价格的变化。系数α2即玉米价格对活猪价格的长期影响；系数α3即豆粕价格对活猪价格的长期影响；α1则是活猪价格的滞后值对当期价格的影响。
对上式进行线性变换后，即可导出ARDL-ECM模型。然后进行第3步，对变量之间的短期效应进行分析，即式（3）：
Δlnpp=α0+∑ni=1α1Δlnppt-i+∑ni=0α2Δlnrpt-i+∑niu=0Δlndpt-i+ecmt-1+ut。（3）
式（3）中：各系数为各变量对活猪价格的短期影响，其中的ecmt-1是滞后误差修正因子，代表了经济系统的自我修正速度。式（1）（2）（3）中的滞后阶数由Akaikes Information Criterion（AIC）与Schwartzs Bayesian Critericn（SBC）信息准则确定。
2结果与分析
2.1各序列数据的平稳性检验
ARDL模型要求各变量单整的阶数不能超过1，若序列的阶数超过1，那么对协整关系是否存在的F统计量的判断将失效。本研究将通过ADF检验确定各序列的单整阶数，结果见表1。
表1数据平稳性检验结果
水平值检验形式P值结论lnpp（c，t，1）0.670 3非平稳lnrp（c，t，1）0.824 0非平稳lndp（c，t，1）0.863 6非平稳Ilnpp（c，t，0）0.000 0平稳Ilnrp（c，t，0）0.000 0平稳Ilndp（c，t，0）0.000 0平稳注：括号内的c表示截距项，t表示时间趋势项，括号内最后一位数字代表滞后长度。
从表1可以看出，活猪价格Ilnpp、玉米价格Ilnrp和豆粕价格Ilndp均为平稳时间序列，活猪价格、玉米价格和豆粕价格的对数序列均为一阶单整，满足ARDL边界协整检验的前提条件。
2.2协整检验
通过式（2），对玉米价格、豆粕价格和活猪价格的残差序列进行单位根检验，若残差序列不存在单位根，则可确定是否存在协整关系。
本研究结果显示，t统计量为-11.314，P值为0.000 0<0.01，可见估计残差序列为平稳序列，进而得到序列lnpp、lnrp和lndp之间具有协整关系，说明活猪价格、玉米价格和豆粕价格之间存在长期均衡关系。
2.3短期动态关系与长期均衡估计结果说明
根据边界协整检验的结果，以活猪价格作为因变量，运用式（2）估计活猪价格与玉米价格和豆粕价格之间的长期关系；在长期协整关系估计的基础上，运用式（3）估计活猪价格与玉米价格和豆粕价格之间的短期动态关系；运用误差修正模型来分析活猪价格与玉米价格和豆粕价格的短期波动偏离长期均衡关系的程度，结果见表2。表2活猪、玉米和豆粕价格的短期动态关系与长期均衡分析结果
被解释变量解释变量（t统计量）lnrplndpIlnrpIlndp长期关系lnpp0.567***（10.035）0.821***（12.477）lnrp0.954***（21.976）lndp0.704***（21.976）R2/DW0.762/2.1280.795/1.999短期动态效应Ilnpp0.210*（1.707）0.344***（3.382）Ilnrp0.206***（3.937）Ilnrp（-1）0.404***（6.496）-0.107**（-2.061）Ilnrp（-2）0.307***（4.709）-0.042**（-0.787）Ilnrp（-3）0.226***（3.393）-0.069**（-1.25）Ilndp0.301***（3.937）Ilndp（-1）0.075（0.950）0.228***（3.466）Ilndp（-2）-0.011（-0.131）0.085（1.254）Ilndp（-3）0.011（0.138）0.004（0.06）ecm0.102***（4.326）0.096***（4.084）ecm（-1）-0.023（-0.939）-0.038 6**（-1.556）R2/DW0.72/2.2030.697/2.198注：“***”“**”“*”分别表示显著性水平为1%、5%、10%；括号内为t 值；截距项未列出；DW为杜宾沃森检验的统计量。
nlc202309031855
通过对表2中的经验研究结果进行分析，可以发现：（1）短期而言，玉米价格对活猪价格有显著的正向影响，豆粕价格对活猪价格有负向影响；长期而言，玉米价格和豆粕价格对活猪价格均有显著的正向影响。
玉米价格和豆粕价格的上涨会提高猪饲料的生产成本，或刺激其他生产猪饲料成份的替代性，使得活猪价格得以推动。从长期来看，玉米价格每上涨1.00%，会带来活猪价格上涨0.57%，豆粕价格上涨1.00%，会带来活猪价格上涨082%。从短期来看，虽然统计意义上显著但效应不大，玉米价格每上涨1.00%，活猪价格上涨0.21%，豆粕价格上涨100%，活猪价格上涨0.34%。
值得注意的是，玉米价格和豆粕价格对活猪价格的影响在长期和短期中都是正向影响的，但在短期中，玉米价格和豆粕价格对活猪价格的影响不显著。这可能由于玉米和豆粕的前期反季节性价格持续上扬，使生产农户价格心理预期越来越高，从而使得农户的玉米和豆粕存量与往年同期相比并没有减少。作为终端消耗的加工和饲养环节也因往年季节性需求引起玉米价格上扬的习惯思维，有了适量的存储。
（2）玉米价格和豆粕价格对活猪价格的长期影响均比短期效应大。这说明玉米价格和豆粕价格变动给活猪价格带来的短期波动很大程度上受到抑制，但波动幅度较小。玉米价格和豆粕价格对我国活猪价格的短期效应小于长期效应的主要原因在于市场对于活猪的供需问题。短期来看，玉米价格和豆粕价格的上涨并不会对市场对活猪的需求有太大影响，因为不管玉米价格和豆粕价格是上涨还是下跌，活猪养殖户都须要购买猪饲料对猪进行喂养，从短时期的市场来看，市场对于活猪的需求一般供大于求。长期来看，随着玉米价格和豆粕价格的不断增长，猪饲料的价格也逐步提升，使得活猪的生产成本也随之提高。因此，活猪养殖户须对下一期活猪养殖量进行预算，若玉米价格和豆粕价格不断上涨，活猪养殖户就会减少下一期活猪的饲养量，那么下一期市场上活猪的供给量就会减少，出现供小于求的现象，此时活猪养殖户为了挽回利润，就会明显提高活猪的价格。因此，玉米价格和豆粕价格对活猪价格的长期效应十分显著。
（3）长期来看，玉米价格对豆粕价格的影响以及豆粕价格对玉米价格的影响是显著正向的；短期来看，玉米价格对豆粕价格的影响以及豆粕价格对玉米价格的影响也是显著正向的。
在长期和短期上，玉米和豆粕之间的竞争性关系使得它们价格之间存在正向影响。郭新宇等通过Johansen模型与误差修正模型进行研究得出豆粕的可替代性强于玉米[11]。此外，在短期上，豆粕价格对玉米价格的作用由当期的正向影响转为滞后1～3期负向影响，玉米价格对豆粕价格的负向作用在滞后2期体现出来。这一现象的出现可能是由于国家为了提前应对粮食市场未来可能出现的波动而对粮食市场进行干预，使得玉米价格和豆粕价格之间由当期的正向影响在滞后1～3期转为负向。
（4）通过对误差修正模型的结果进行分析，可以得出：玉米的误差修正项的系数为0.102（表2），这说明误差修正项对Ilnpp起正向作用，豆粕的误差修正项的系数为0.096，这说明误差修正项对Ilnpp也起正向作用，且玉米价格对活猪价格和豆粕价格的长期均衡对短期波动的影响比较显著。
但不难看出玉米价格的ecm（-1）项的系数和豆粕价格的ecm（-1）项的系数都为负，小于其ecm。这说明在下一期玉米价格和豆粕价格对活猪价格的短期经济系统对长期均衡的偏离都将得到修正。玉米价格对活猪价格的负向影响以及豆粕价格对活猪价格的正向影响的显著性减弱，在误差修正项滞后1期中体现出来，可能是由于政府为了控制玉米价格和豆粕价格的波动给活猪价格带来较大冲击而采取了一定的市场干预政策。
3结论与讨论
对于活猪价格与玉米价格的这种相关联性，不论是在长期关系还是在短期关系上，玉米价格和豆粕价格对活猪价格都有一定的影响。
（1）当玉米价格和豆粕价格上涨过快，活猪价格也会随之上涨，市场对活猪的需求量就会减少。此时，政府应在控制玉米价格和豆粕价格的同时，对活猪价格提供价格控制措施，采取一定的价格扶持及补贴政策，来平衡活猪、玉米和豆粕三者之间的供求关系。
（2）玉米价格和豆粕价格对活猪价格的长期影响均大于短期效应。这说明虽然玉米价格和豆粕价格对活猪价格的短期效应在政府的粮食价格严格控制下表现不显著，但是从长期来看，玉米和豆粕供应日益趋紧，种植成本和政府调控粮价成本不断提高，玉米和豆粕的价格长期对活猪价格的影响较大。应加强农户合作制度的建设，提高生产效率。加大农业机械的支持力度，提高农业机械利用率，保障一定的玉米和豆粕的存量，应对市场价格长期和短期的波动。
（3）政府应加强农产品价格信息发布平台的建设。自1998年我国推动价格改革以来，政府逐步放松对猪肉、粮食价格的管制，但它们之间的供求关系却凸显得日益明显。玉米价格、豆粕价格和活猪价格逐渐走向成熟市场，成为影响CPI走势的主要因素之一。因此，有必要充分关注玉米价格、豆粕价格和活猪价格的走势，改进统一价格信息发布平台，以较高频率定期公布全国主要地区平均玉米价格、豆粕价格和活猪价格，使得广大种植户、养殖户和消费者可以准确、快捷地得到相关信息。
（4）中国是全球最主要的玉米生产国、消费国，伴随全球玉米需求浪潮的不断高涨，中国国内的玉米消费也大幅上涨，一方面是饲料消费增长，另一方面是国内玉米深加工消费增长，使得国内的供求关系发生明显的变化，目前中国已从全球最主要的玉米出口国转变为“潜在的全球最大的玉米进口国”。而我国大豆消费更加过度依赖于进口，进口依存度突破70%。我国的玉米价格和豆粕价格与世界市场联动性逐渐加大，根据玉米价格和豆粕价格对活猪价格的长期影响，世界的玉米价格和豆粕价格对我国活猪价格的影响越来越大。对于这种情况，政府应加强玉米和大豆的生产方式的科研建设，完善大豆轮作、间作制度，降低玉米的生产成本，提高我国玉米和大豆的产量水平。
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长期均衡 第4篇
房地产业是中国的支柱产业, 也是近年来国民经济发展最快的部门之一。2007年金融危机以后, 房地产业更成为了一个举足轻重的行业。但同时房地产市场也存在投资过热、房价上升过高过快的问题, 这些问题已成为社会各界的关注热点。随着中国经济的飞速发展和对人民币持续升值的预期, 外资通过外商直接投资、证券投资和其他投资方式大量流入中国。中国已逐渐成为外国投资大国, 每年有五六百亿美元直接投资。中国对外直接投资连续八年保持增长势头, 2009年再创新高, 位居发展中国家、地区首位, 名列全球第五。
一、变量和模型的设定
在建立线性回归模型时除了要考虑解释变量和被解释变量外, 还应考虑一些重要的控制变量。房价的影响因素除了FDI之外, 还应考虑经济发展水平和价格因素, 以及消费需求。因此, 本文初始确定的变量清单如下。
在对变量进行相关系数检验时, GDP与C之间的相关系数高达0.987。同时与GDP相比, C与FDI之间的相关性更高, 因此为了避免多重共线性现象, 在模型中去除GDP。为了减少异方差现象, c采用对数形式, 即LNC。因此最终模型如下:
本文数据区间为1998—2008年。房地产价格指数来源于国家信息中心数据库, 其他数据来源于中国统计年鉴。计量软件为Eviews 5.0。
二、实证分析
(一) 数据的平稳性分析
本文数据均为时间序列数据。对于该类型的数据, 必须进行平稳性检验, 否则将会产生“伪回归”问题。检验变量是否平稳的过程称为单位根检验。通常采用的方式是DF检验, 但该检验的缺陷是不能保证方程中的残差项是白噪声。因此本文采用ADF (augmented dickey-fuller test) 检验。该检验的基本方法是通过n次差分的办法将非平稳序列转化为平稳序列。具体方法是回归以下方程:
其中, α0为常数项, t为时间趋势项, k为滞后阶数, μt为残差项。该检验的零假设为H0:α2=0, 备择假设H1:α2≠0。如果α2的ADF值大于临界值则拒绝原假设, 说明该序列是平稳序列, 否则存在单位根, 即它是非平稳数据, 需要进一步检验, 直至确认它是d阶单整, 即I (d) 序列。加入k个滞后项是为了使残差项为μt白噪声。
下页表2为单位根检验结果, 可见三个序列均为零阶单整, 其中ASSET和LNC在0.1的水平上显著, ASSET和FDI在0.05水平上显著。所以均为平稳型数据。可以直接进行回归, 而不会产生虚假回归。
(二) 回归结果
由于三个变量均为平稳数据, 因此直接进行OLS回归。回归结果如下:
注:*为1%水平显著**为5%水平显著***为10%水平显著。
模型中各个系数均在1%的水平上高度显著。从系数的含义来看, 在FDI相等的前提下, 人均消费每增加1%, 房地产价格指数平均增加0.16634。同时在人均消费不变的前提下, FDI每增加100万美元, 房地产价格指数平均增加0.0042。R2=0.966, 非常接近1, 表明模型拟合较好;D.W.值为2.248, 接近于2, 表明不存在一阶自相关;White异方差检验的p值为0.238, 表明不存在异方差。
(三) 协整检验
本文采用Engle和Granger (1987) 提出的协整检验方法。其基本思想是, 尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列, 但它们的某种线性组合却可能是平稳的, 那么这两个变量之间便存在长期稳定关系及协整关系。如果两个变量都是单整变量, 只有当它们的单整阶数相同时才可能协整;两个以上变量如果具有不同的单整阶数, 有可能经过线性组合构成低阶单整变量。协整的意义在于它揭示了变量是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们短时期内偏离均衡位置, 在长期中会自动恢复到均衡位置。这种检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。
检验一组变量 (因变量和解释变量) 之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。因此, 继续使用ADF方法对回归方程的残差进行检验, 检验结果 (见表3) :
注:*为1%水平显著**为5%水平显著***为10%水平显著。
在有常数项但无趋势项且滞后阶数为1的条件下, 残差序列的ADF统计量值为-2.853, 小于10%显著水平的临界值-2.78522, 所以残差序列在10%的显著水平上是平稳的。这就说明:中国历年的房地产价格指数, 人均消费和FDI三者之间存在着长期稳定均衡关系。
对外直接投资对房地产价格的正向影响, 是通过以下传导机制进行的:外汇占款的大量增加导致基础货币增长过快, 经过货币乘数的作用, 迫使商业银行增加了信贷供给, 刺激了房地产需求和开发的规模。银行系统决定了整个房地产的资金宽松程度, 房价上涨与银行金融的支持密切相关。
三、政策建议
1. 稳定人民币升值预期。
应该通过多种渠道来稳定人民币的升值预期。一是加强央行在公开市场上的对冲操作手段;适当提高对非居民人民币存款的准备金要求, 从而降低银行支付给非居民人民币存款的利率。二是逐步放宽资本项目控制, 鼓励中小企业、民营企业、风险投资企业争取海外上市, 适时推出QDII, 平衡QFII与QDII投资额及外汇的流入流出。三是运用国家外汇储备注资国有银行和中资商业银行补充外汇营运资金和资本金, 购汇冲抵中资银行外汇呆账, 推出保险公司外汇资金买卖, 达到分级储蓄、合理匹配和减轻超额储备对人民币汇率的压力的目的。
2. 严格监控房地产业的外商投资流向。
一是严格审批外商资本项目投资。各主管部门在立项时要严格把关, 重点引进先进技术和中国急需的一些项目, 对于污染严重的项目要坚决杜绝。二是在对国有资产评估中, 会计师事务所、资产评估中心要按价值规律和市场供求情况, 客观定价, 不能人为地规定国有资产及国有股权的转让价格, 防止国有资产严重流失。三是各相关部门要相互配合, 加强对外商资本项目投资的税收管理。要加强对独资企业、并购、参股企业财务管理的监督, 对于经常利用转移价格, 严重损害中国利益的跨国公司, 对其大额进出口订单逐笔审核, 防止国家税收的流失。
3. 区分自主需求和投机需求, 充分利用汇率和利率杠杆来调控房价。
应该严格区分房地产业的自主需求和投机需求。对购买第二套住房的购房者, 取消税收和贷款等方面的优惠政策, 对于按揭购房的, 规定在一定期限内不得转让, 以鼓励真实居住需求, 引导投资需求, 抑制投机性炒作。稳步推行物业税, 并相应取消相关收费。开征物业税, 就是将现行房产税、土地增值税以及土地出让金等收费合并, 转化为房产保有阶段统一收取的物业税。
参考文献
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长期均衡 第5篇
我省计生工作促进人口长期均衡发展的决定
为创新人口服务管理机制，统筹解决人口问题，进一步稳定低生育水平，确保“十二五”时期人口和计划生育工作持续健康发展，现结合实际，就加强我省计生工作，促进人口长期均衡发展，作出如下决定。
一、充分认识加强人口和计划生育工作的重要性和紧迫性
自推行计划生育政策以来，我省始终高度重视并切实抓好人口和计划生育工作，取得了明显成效。特别是“十一五”期间，全省人口和计划生育工作整体水平实现了新跨越，珠三角地区进入全国先进行列，其他地区基本达到全国先进水平。但是，必须清醒地看到，我省人口和计划生育工作面临的形势依然十分严峻，人口总量保持惯性增长，总人口、劳动年龄人口、老龄人口高峰相继到来，人口素质总体水平不高，出生人口性别比仍然偏高，影响了人口和计划生育工作的均衡发展。各级党委、政府要切实增强责任感和使命感，进一步加强组织领导，抓好督促落实，为“十二五”时期我省经济社会发展创造有利的人口环境。
二、明确指导思想和主要目标
（一）指导思想。以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，深入贯彻落实科学发展观，围绕加快转型升级、建设幸福广东核心任务，深入总结和准确把握人口发展规律，落实计划生育基本国策，创新人口服务管理机制，把适度的人口规模、优良的人口素质、优化的人口结构、合理的人
口分布作为促进人口长期均衡发展的战略目标，推动我省由人口大省向人力资源强省转变，促进人口与经济、社会、资源、环境协调可持续发展。
（二）主要目标。到2015年，全省常住人口总量控制在1.11亿人以内；稳定适度的低生育水平，人口自然增长率控制在8.50‰以下；育龄群众享有基本的计划生育和生殖保健服务；深化人口文化建设，群众依法生育观念进一步增强；降低出生缺陷发生风险；出生人口性别比趋近正常水平；完善城乡一体化、覆盖生命全周期的“惠一生”计划生育利益导向机制体系；全面推进人口服务管理现代化，促进人口长期均衡发展，力争到2015年全省人口和计划生育工作达到全国先进水平。
三、突出重点任务
（一）切实稳定低生育水平。深入开展镇（街）无政策外多孩出生、村（居）无政策外出生活动。完善基层人口和计划生育工作例会制度，推动落实层级动态管理责任制。加强对工作后进地区的帮扶，引导基层集中人力、物力、财力做好落实长效节育措施等重点工作，确保完成人口计划。
（二）着力提高出生人口素质。建立出生缺陷防治协作机制，将婚前医学检查、产前检查、产前筛查和产前诊断服务、新生儿疾病筛查技术服务纳入城乡医疗保障范围，稳步扩大免费孕前优生健康检查覆盖面。逐步为全省3岁以下婴幼儿实施重大疾病免费筛查和防治，定期为65岁以上老人免费开展健康检查。积极开展婴幼儿早期发展项目试点工作。积极推动计划生育生殖健康科技创新。加强教育培训工作，努力提高劳动人口文化、技能、道德素质。
（三）综合治理出生人口性别比偏高问题。制定有利于女孩健康成长和妇女发展的社会经济政策。卫生、人口计生、公安、食品药品监管、民政、宣传等部门要加强协调配合，实行标本兼治。卫生部门要建立和完善住院分娩、出生实名登记、出生人口性别比统计监测、信息共享和定期（每季度）通报制度。建立打击非医学需要的胎儿性别鉴定和选择性别的人工终止妊娠行为联合执法制度，每半年至少组织开展一次专项打击行动。加强对B超购置使用和终止妊娠药物的监管。依法严惩溺、弃、残害女婴和拐卖、绑架妇女儿童的犯罪活动及歧视、虐待生育女婴的妇女等违法行为。实施举报制度，加强社会监督。人口计生部门要会同相关部门加强对治理出生人口性别比偏高工作的督促检查，并将检查结果纳入人口和计划生育目标管理责任制考核，力争“十二五”期间全省出生人口性别比趋近正常水平。
（四）全面加强流动人口服务和管理。深化流动人口居住证“一证通”制度建设，逐步实现义务教育、就业服务、社会保障、医疗卫生、人口计生等均等化服务。完善区域协作机制，落实双向服务管理责任。逐步建立城乡统一的户口登记制度。整合人口计生、城市管理、公安、工商、税务、人力资源社会保障、卫生等部门资源，大力开展流动人口信息社会化采集工作，实现流动人口信息互联互通和异地查询，建立健全流动人口动态管理机制。
（五）深入实施幸福家庭促进工程。以“文明、健康、优生、致富、奉献”为重点，广泛开展幸福家庭建设。继续深化“婚育新风进万家”、“关爱女孩”、“青春健康教育”等活动，推进新型家庭人口文化建设，倡导负责任的婚育行为。充分发挥人口和计划生育系统的服务网络作用，提高群众自我保健和生殖健康的意识、能力和水平。加快建立和完善提高计划生育家庭发展能力的政策体系。
（六）积极应对人口老龄化问题。加快推进覆盖城乡居民的社会保障体系建设，稳步提高保障水平。开展计划生育家庭养老服务培训示范项目，提高基层工作人员服务老年人的能力。发挥人口和计划生育服务网络优势，探索计划生育家庭养老照料的新模式。
（七）不断完善“惠一生”利益导向政策体系。加快推进“惠一生”计划生育利益导向机制体系建设。完善农村部分计划生育家庭奖励扶助制度，适时将配偶一方为农村人口的家庭纳入奖励扶助范围。完善计划生育家庭特别扶助制度，建立扶助标准随经济发展和城乡居民收入增长而提高的定期调整机制。全面落实城镇独生子女父母奖励政策。着力提高独生子女保健费兑现率。
（八）全面加强人口信息化建设。完善人口发展动态监测、综合分析、预警预报制度。推进人口和计划生育统计制度改革，提高数据质量和数据分析应用能力。建立健全部门间人口信息共享机制，建立覆盖全体公民全生命周期的全员人口数据库。
（九）加强人口发展战略研究。深入研究人口发展现状，合理预测人口发展态势，为完善生育政策、实现科学决策提供有力支持。加强人口规划的研究、编制和实施工作。制定人口发展评估体系，开展人口发展影响的综合评估。切实加强人口限制区、疏散区、稳定区和聚集区建设研究，落实主体功能区规划，以产业结构的优化促进人口分布的优化。
（十）深化人口和计划生育综合改革。加大人口和计划生育综合改革力度，构建“省以顶层设计和制度创新为重点，地级以上市创建综合改革示
范市，县（市、区）推进优质服务全覆盖，镇（街）开展文明执法，村（居）实行村民自治”的“五级联创”人口和计划生育工作新模式，建立健全“党委领导、政府负责、社会协同、公众参与”的人口和计划生育工作新格局。
四、落实保障措施
（一）严格落实人口和计划生育目标管理责任制。各级党委、政府要始终坚持党政“一把手”亲自抓、负总责，把人口和计划生育工作纳入党政领导班子和领导干部目标考核的重要内容，党委、政府都要有领导分管人口和计划生育工作。各地级以上市党委、政府每年要将本地人口和计划生育工作情况向省委、省政府作专题报告。按照“分线考核、分区考评、分类指导、综合评估、动态管理”的要求，对党政领导干部、责任部门、人口计生部门分别进行考核，落实“一票否决”制度。组织人事、纪检监察等部门要把领导干部落实人口和计划生育目标责任制的情况作为衡量政绩和选拔、任免、奖惩干部的重要内容。落实人口和计划生育工作问责制度，对因工作失职、渎职，造成人口严重失控的地方，要追究党政主要领导的责任；对工作不力的部门，要对主要负责人进行问责，并按有关规定给予其党纪政纪处分。进一步强化人口和计划生育兼职单位职责，完善机关、企事业单位、社会团体法定代表人的人口和计划生育工作责任制。
（二）完善人口和计划生育公共财政保障体系。按照“财政为主、稳定增长、分类保障、分级负担、城乡统筹”的原则，建立健全稳定增长的人口和计划生育公共财政保障体系，逐年加大投入力度，到“十二五”期末，实现财政投入人口和计划生育事业费人均不低于50元。实施人口和计划生育经费转移支付制度，加大对粤东西北经济欠发达地区的投入力度。各地要多渠道筹集资金，加大人口和计划生育经费投入，确保法律法规规定的人口和计划生育各项奖励优惠政策、免费服务项目、流动人口服务管理等专项经费及时落实到位。
长期均衡 第6篇
关键词：物流,经济增长,Johansen协整检验,Granger因果关系检验
物流作为一项新兴产业在我国迅猛发展,如今已成为区域经济的一个重要组成部分,对区域经济增长具有明显的促进作用,并被喻为经济增长的“加速器”,是衡量一个国家和地区现代化水平和经济综合实力的重要标志之一。福建作为东部沿海城市,具有显著的区位优势,尤其是海西经济区的建设使福建迎来了经济快速发展的重大机遇,它必将带来全省物流需求的增大,同时现代物流业的发展也能为经济发展提供保障和动力,因此研究福建物流业与经济之间的长期均衡关系具有重要的现实意义。
近年来,已有不少国内学者对我国的物流业发展与经济增长的关系进行研究。李文顺选取货物周转量作为代表物流发展水平的指标,采用协整和误差修正模型对我国1952—2002年物流增量和GDP增量间的长期动态关系进行了研究,得出GDP增量和物流增量间存在着稳定的协整关系和正相关性的结论。王惠萍、张敏研究上海经济增长与现代物流业之间的关系时,利用1985年—1999年的数据建立二者之间的数学模型,对上海物流业对经济增长的贡献做了实证分析,结果表明现代物流业的发展对上海经济增长起重要促进作用;沈忠明、张潜选取GDP、物流产值、物流里程三个指标,运用误差修正模型以及格兰杰因果检验,利用各指标1978—2010年的数据,探讨了福建区域物流与经济增长之间的互动效应。
以上所提到的研究成果,基本上是利用一定年份的数据对经济增长与物流发展进行协整关系研究,其选取的指标有的是代表物流发展水平的一种,缺乏代表性,有的虽然选取多种指标,但没有考虑到与物流发展水平相关且又对经济增长有重大影响的指标,忽略了该指标在模型中产生遗漏变量误差,从而对结果造成影响。本文主要基于福建省1978年—2012年的相关数据,选取指标,在模型中加入固定资产这一变量,研究福建物流业和经济增长之间的长期均衡关系。文章的第一部分主要介绍变量的选取、函数的建立以及数据的来源,第二部分是数据分析,第三部分是结论并提出相关建议。
1 变量选取和数据来源
1.1 主要变量
1.1.1 地区生产总值
国内研究中衡量经济增长的指标有很多,如国民生产总值(GNP)、国内生产总值(GDP)和人均国内生产总值等,其中GDP是公认的既有代表性又能有效反映区域经济增长的指标,故本文选取福建省区域生产总值作为衡量福建省经济增长速度的指标。
1.1.2 物流发展水平
物流包括包装、配送、运输、装卸搬运、流通加工等这个步骤,地区物流发展水平的指标也很多,根据福建物流业的现状,货物运输业(主要是铁、公、水)仍是物流业主体,故以货物周转量这一指标代表物流发展水平还是符合实际的,选取这一指标基本上能全面反映福建全社会对物流的需求。
1.1.3 固定资产投资
经济增长理论表明:经济增长是多方面因素共同作用的结果,虽然本文主要是研究物流业与经济增长之间的长期动态关系,但考虑到固定资产投资(Invest)与物流水平相关且又对经济增长有重大影响,因此,在模型中加入这一变量来消除遗漏变量。
1.2 函数建立和数据来源
基于以上的讨论,福建省经济增长与物流业的关系可以用以下函数式表示:
GDP=f(Logistics Invest) (1)
Logistics—物流业发展水平,Invest—固定资产投资
本文根据福建省1978年—2012年物流发展水平、固定资产投资和国内生产总值的数据对福建省物流业和经济增长之间的关系进行协整分析,数据来源于2012年福建统计年鉴。由于人们发生经济行为时基本不考虑通货膨胀,对物价因素进行不变价格处理反而有可能扭曲相关信息,因此对于GDP这一指标的物价影响问题,本文采用不消除物价的方法,为保持数据一致性,固定资产投资也采用当年值。
2 数据分析
协整分析法是一种常见的研究时间序列中各变量之间关系的计量经济方法,它可以揭示各变量之间是否存在长期稳定的均衡关系,但在进行协整分析之前,要满足时间序列或其差分序列是平稳的这一条件,因此,在实际操作过程中,首先要对各时间序列及其差分序列进行平稳性检验,然后检验变量间的协整关系。
2.1 平稳性检验
本文利用Eviews6.0软件对这三个变量进行单位根检验,为了消除时间序列中的异方差,先进行对数变换,变换后不改变原序列的协整关系,区域生产总值、物流发展水平、固定资产等变量的对数形式分别表示为lnGDP、lnLogistics、lnInvest,本文采用ADF检验法,检验结果见下表:
注:检验类型(C,T,K)中的C代表检验平稳性时估计方程中的常数项,数值0代表不含常数项;T代表时间趋势项,数值0代表不含时间趋势项;K代表滞后阶数,数值0代表没有滞后;(2)滞后阶数根据AIC和SC值确定。
由表1可知,在10%的显著性水平下,各变量水平序列都存在单位根,是非平稳的,但是它们的一阶差分都是平稳的,即都是1阶单整序列。
2.2 协整检验
一般来说,协整检验的方法有两种,一种是Engle和Granger提出的两步法,该方法是基于协整回归残差的ADF检验;二是Johansen协整检验,它以VAR(向量自回归)模型为基础,基于回归系数。两步法适用于一个协整关系的检验,但检验功效较低,在样本容量有限以及多变量的条件下,Johansen检验效果更好。因此,本文采用Johansen检验法对lnGDP、lnLogistics和lnInvest进行协整检验,检验的结果如下表:
如表2所示,两种检验结果都表明,在10%的显著水平下,lnGDP、lnLogistics和lnInvest数据序列存在唯一的长期协整关系。对应的协整方程为:
lnGDP=0.195lnLogistics+0.823lnInvest
该方程体现了地区生产总值和物流发展水平、固定资产投资三者之间存在长期的稳定关系,从方程可以看出,物流发展水平与固定资产投资对GDP的影响弹性分别为0.195和0.823,且都通过10%水平的显著性检验,表明物流发展水平和固定资产投资对福建省的经济增长都具有显著的正向促进作用,但lnInvest的弹性远大于lnLogistics的弹性。
2.3 Granger因果关系检验
由于三者存在协整关系,故对这三个变量进行Granger因果关系检验,根据其检验原理,对上述两两变量进行因果检验,检验结果如下:
由表3可知,在10%显著性水平下,固定资产投资、物流发展水平与GDP都存在单向的因果关系,即固定资产投资、物流发展水平都是经济增长的Granger原因,这与协整方程中表现出的结果一致,也即二者都能在一定程度上促进经济的增长。物流是GDP的Granger原因,GDP不是物流发展的Granger原因,这说明改革开放以来,物流作为一个新兴行业福建得到了迅速发展,货物周转量的增加能够带动物流业的发展,从而带动区域经济的增长,而物流的发展又受很多因素影响和制约,如流通加工、基础设施,交通环境、政策支持等,福建省在政策支持、基础设施建设、生产等各方面的软环境建设还有所欠缺。此外,从结果可以看出,物流业和固定资产投资也存在单向因果关系,物流的发展促进固定资产投资的增加,这主要是因为现代物流业的不断发展需要更多的物流基础设施和物流装备,从而带来了固定资产投资的增加。
3 结论与政策建议
物流发展水平、固定资产投资与经济增长之间存在较强的相关关系,尽管它们各自的增长是非平稳的,但它们之间存在唯一的协整关系,即三者之间存在长期稳定的均衡关系。从反映长期关系的协整方程来看,物流与固定资产对经济增长的弹性分别为0.195和0.823,都大于0,说明二者对经济增长有正向促进作用。
Granger因果关系检验显示,物流是经济增长的原因,说明福建省现代物流业已形成一定规模,对区域经济发展的促进作用也已显现出来。因此,为促进福建省区域经济的发展,福建应加强物流业的统筹规划和综合协调,完善物流业基础平台体系,制定发展福建现代物流业的相关法规体系,加强物流基础设施建设,改善装备条件,整合物流资源,进一步加强与周边地区尤其是对台的经贸合作,促进贸易增长,大力发展物流业。
参考文献
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长期均衡 第7篇
研究设计
(一) 变量选取
参考众多相关文献可知, 经济发展、产业结构、技术进步和城市化水平是能源消费的主要影响因素。本文针对能源消费与这四个因素之间的关系进行研究。
1. 经济发展。
经济增长是能源消费的动力, 经济总量的扩大, 必然导致生产规模的扩大, 对能源的消费需求同样也会增加, 因此, 经济发展被国内外众多学者认为是能源消费的最重要影响因素之一。
2. 产业结构。
产业结构对能源消费的影响, 主要体现在各产业能源强度的不同。以2010数据为例, 我国第一产业的能源强度为0.8543吨标准煤/万元, 第三产业的能源强度为1.4385吨标准煤/万元, 而第二产业的达到6.7635吨标准煤/万元, 分别是第一产业和第二产业的7.9倍和4.7倍。因此, 能源强度高的产业所占比例越多, 能源消费就越多。本文选取第三产业占国民经济的比重衡量产业结构。
3. 技术进步。
技术进步可以提高能源效率, 从而减少能源消耗, 该作用主要表现为两点:第一, 技术进步通过直接改进能源利用技术, 提高能源的加工、使用等效率, 特别是在充分利用能源新技术的情况下, 能源效率会得到大幅提高;第二, 技术进步通过促进中间产业的发展, 例如电子商务、信息产业等, 简化并缩短交易过程, 减少交易成本, 从而更加合理的配置开采、加工、储运等各环节的资源, 达到节约能源、增加产出, 最终降低能耗、提高能源效率的目的。Keller (2002) 研究表明, 研究与发展经费投入 (R&D) 是技术进步的有效途径, 科研投入和技术进步往往是成正比的, 因此本文选取R&D投入作为我国技术进步的衡量指标。
4. 城市化水平。
城市化本质上是人类生活方式和生产方式发生的转变。生活方式的转变, 表现为农村生活方式转变为城市生活方式。生产方式的转变, 则表现为传统农业生产方式转变为现代化工业生产方式。能源作为生产和生活所必需的一种要素, 在城市化进程中, 其消费量必然受到深远影响。何晓萍等人 (2009) 研究表明, 城市人口的人均能源消费高于农村人口的3.5-4倍。
(二) 研究方法
本文以1980-2011年的时间序列为研究对象, 利用协整模型和误差修正模型实证研究了我国能源消费与其主要影响因素经济发展水平、产业结构、技术进步和城市化水平之间的长期均衡和短期波动关系。
1. 协整检验。
经济时间序列往往是非平稳的, 传统的计量方法采用差分方法消除时间序列的非平稳性, 然后再进行实证分析, 但是由于变换后的时间序列经常失去了经济意义, 造成了传统计量方法的巨大缺陷。而Engle和Granger于1987年提出的协整理论方法, 为解决时间序列不平稳问题提供了一个新途径。若一些经济指标在长期内具有均衡关系, 即使在短期内由于种种外在因素的干扰会导致这些指标产生分岔, 但长期内也会随着时间推移回到均衡状态, 协整便是这种经济指标之间均衡关系的一种表征。协整是一个很有效的概念, 它可以表示两个或者多个非平稳序列之间的长期平稳关系, 协整方程即是两个或者多个非平稳序列的某个平稳线性组合。协整检验方法主要有两种:一种是由Engle和Granger提出的基于回归残差平稳性检验的协整方法, 称为EG两步检验法, 适合于两个变量之间的协整检验;另一种方法是由Johansen提出的基于向量自回归模型和回归系数检验的协整方法, 称为Johansen协整检验, 适用于多变量的协整检验, 本文利用Johansen法进行协整检验。
2. 误差修正模型。
协整表述的是时间序列之间的一种长期稳定关系, 而它们短期内往往是失衡的, Davidson等人于1978年提出了误差修正模型 (ECM:Error Correction Model) 方法, 试图动态的表述变量短期偏离长期均衡状态的非均衡过程。误差修正模型既能反映不同时间序列之间的长期均衡关系, 又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。
实证分析
(一) 数据来源与处理
基于上章理论研究, 我们可以把碳排放和各社会经济因素写成以下函数表达式:
其中, EC代表能源消费总量, GDP代表国民生产总值, TI代表产业结构, RD代表技术进步, U代表城镇化水平。在下面的实证分析中, 选取1980-2011年间的年度数据为研究对象。为消除数据的异方差性, 对数据进行对数化处理, 分别表示为LNEC、LNGDP、LNTI、LNRD和LNU。本文所用数据大都来自相关年份的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》, 其中, GDP数据是以1978年为基年转化成的实际GDP。
(二) 平稳性检验
协整检验的基本前提之一是协整变量必须是平稳的或者具有相同的单整阶数, 因此, 进行协整检验之前必须对所用时间序列进行平稳检验, 即检验其是否是平稳的或者是否具有相同的单整阶数。本文利用Eviews6.0软件对时间序列进行ADF检验, 所得结果如表1。
表1结果表明, 我国能源消费总量、经济发展水平 (GDP) 、产业结构、技术进步和城市化水平的时间序列及一阶差分序列都是不平稳的, 但其二阶差分在1%显著水平下都是平稳的, 即LNEC～I (2) , LNTI～I (2) , LNRD～I (2) , LNU～I (2) , 因此, 可以对它们进行下面的实证分析。
(三) 协整检验
Johansen协整检验通过构建特征根迹 (Trace) 检验统计量和最大特征值 (Maximum Eigenvalue) 检验统计量进行检验, 本文利用eviews6.0软件对最大特征值进行检验, 所得结果如表2。
表2结果表明, 在5%显著水平下, 各变量存在4个协整关系, 即1980-2011年间, 我国能源消费总量、经济发展水平 (GDP) 、产业结构、技术水平和城市化水平之间存在长期均衡关系。提取一个协整方程如下:
可以看出, 协整方程中的系数均符合经济意义, 也符合上章的理论分析。它们的经济意义是:我国GDP、城市化水平每变动一个百分点, 能源消费分别同向变动1.9122和1.4296个百分点;而产业结构、技术水平每变动一个百分点, 能源消费分别反向变动2.003和0.3792个百分点。
(四) 误差修正模型
以上协整方程描述的是能源消费与其影响因素之间的长期均衡关系, 但从短期来看, 经济时间序列却是失衡的, 为此, 在长期均衡关系的基础上, 本文进一步研究了这种动态非均衡波动过程, 建立以下的误差修正模型:
其中,
误差修正模型 (3) 描述了均衡误差对能源消费短期动态的影响, 误差修正系数为负数, 符合相反修正机制。从误差修正模型来看, 各自变量系数符合经济意义, 自变量与因变量的短期动态均衡关系是:GDP和城市化水平每变动1个单位, 能源消费分别同向变动0.8839和0.9695个单位;产业结构和技术水平每变动1个单位, 能源消费分别反向变动0.2145和0.0555个单位。误差修正系数为-0.093, 这说明我国能源消费的短期波动不算太大, 平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为9.3%。
结论与建议
本文利用协整模型和误差修正模型实证研究了我国能源消费与其主要影响因素经济发展水平、产业结构、技术进步和城市化水平之间的长期均衡和短期波动关系。实证分析结果表明:第一, 我国能源消费总量、GDP、产业结构、技术水平和城市化水平之间存在协整关系, 且长期内GDP和城市化水平变动对能源消费产生正向影响, 而第二产业比重和技术水平变动对能源消费产生负向影响;第二, 自变量短期对能源消费的影响方向与长期基本一致, 短期内GDP和城市化水平变动对能源消费产生正向影响, 而第二产业比重和技术水平变动对能源消费产生负向影响;第三, 误差修正系数较小, 说明我国能源消费的短期波动并不算大。
基于以上实证研究的结果, 本文认为, 第一, 我国应进一步转变经济发展方式, 走出一条低能耗、低投入、高产出的可持续发展道理;第二, 大力发展低耗能产业, 提高第三产业在国民经济中的比重, 加快产品和服务升级步伐, 促使我国从粗放式发展模式尽快向内涵集约型转变;第三, 进一步加大对先进能源利用技术和节能技术的投入, 推动能源开采、转换及利用环节的创新技术的研发与推广;第四, 更加注重城市发展质量, 加强城市公共设施建设和城市文化建设, 同时提高市民教育水平、人口素质和节能意识, 大力倡导低碳消费、绿色消费的理念。
参考文献
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长期均衡 第8篇
对外贸易与经济增长的相互关系问题一直是经济学界关注的焦点问题,如Edwards (1998)通过对30个发展中国家1970-1983年的数据进行检验,认为开放的国家伴随着经济的高增长[1]。Kwanh和Cosomities(1990)以中国1952-1985年的数据为样本,运用Granger因果检验方法,发现出口与产出之间互为因果关系[2]。随着我国对外贸易的飞速发展,国内众多学者对我国对外贸易与经济增长之间的关系进行了实证研究,许和连、赖明勇(2001)采用协整检验和格兰杰因果检验方法,对中国1978-1998年的出口与经济增长关系进行了实证分析,结果表明,GDP、出口与贸易条件之间存在长期的稳定均衡关系[3]。石传玉等(2003)对1952-2000年间我国GDP与进出口的有关数据进行协整分析,发现进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用,而出口增长对经济增长的影响不显著[4]。
改革开放以来,我国高新技术产品贸易有了较大发展,高新技术产品贸易的年均增长速度高于国民经济的增长速度,也高于国内高新技术产业的增长速度,对国内高新技术产业和国民经济的发展发挥了重要推动作用。对我国高新技术产品贸易与我国经济增长的关系研究就显得日趋重要。贺骁,廖维琳(2004)以我国1991-2001年的统计数据为样本,研究发现:我国高新技术产品进出口贸易增长是促进经济增长的重要因素之一,并且进口作用大于出口[5]。许统生,涂远芬(2006)以我国1991-2004年的统计数据为样本,应用协整理论和误差修正模型,研究发现:我国高新技术产品贸易与经济增长之间存在长期稳定均衡关系,而且高新技术产品进口对经济增长的贡献大于出口对经济增长的贡献[6]。
上述专家学者研究问题的结论和方法具有极其重要的指导作用。然而,目前研究还存在一定的局限性:第一,有些研究基本上是采用回归分析方法,而对于时间序列数据的回归分析必须以样本数据的平稳性为前提条件,对非平稳性的时间序列直接应用回归分析有可能产生“伪回归”,从而得出错误的结论;第二,一般的定量研究,对模型的可靠性没有做进一步的检验;第三,简单的回归易于把解释变量和被解释变量相混淆,把不存在因果关系的变量经过“伪回归”后做出因果关系分析;第四,由于经济增长与高新技术产品进口、出口之间存在交互作用,采用单方程经济模型,易产生变量的内生性偏差,因此,有必要通过多方程模型(Johansen协整检验、联立方程组模型等)来分析变量之间的长期均衡关系;第五,我国近几年的经济又发生了变化,有必要对高新技术产品贸易与GDP的关系做进一步分析。
二、研究方法
20世纪70、80年代, Granger和Newbold通过多次模拟分析,发现非平稳的时间序列变量会造成“伪回归”现象,因此对非平稳时间序列不能直接应用传统的最小二乘回归。Enger和Granger提出了随机时间序列分析方法。这一方法的基础思想是:如果两个或两个以上的变量值呈现非平稳性,但它们是同阶单整的,变量之间有可能存在某种长期稳定关系,即协整关系[7]P258。笔者基于这一理论考察我国高新技术产品贸易与GDP之间是否存在长期稳定关系。分析方法具体如下。
单位根检验。最常见的时间数列的平稳性检验就是单位根检验。笔者将采用ADF(Augmented Dickey一Fuller)法检验变量的平稳性。对于非平稳的变量还需要检验其差分的平稳性。如果变量的n阶差分是平稳的,则称此变量是n阶单整,记为I(n)。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系和因果关系的必要条件[8]P160。
因果关系检验。Granger(1969)提出的因果关系检验解决了变量之间是否及如何构成因果关系的问题。其基本原理是:在做y对其他变量(包括自身的过去值)的回归时,如果把的滞后值包括进来能显著地改进对y的预测,就可以说x变化是y变化的原因[9]。
Johansen协整检验。Stock证明,对于同阶单整的两变量回归方程,可以用ADF法检验回归残差的平稳性,通常称之为EG两步法。对存在协整关系的两变量时间序列,可以直接使用OLS方法来分析变量之间的均衡关系。但是,当模型中含有2个以上外生变量时,可能有1个以上协整向量存在,难以用EG两步法区分协整向量的个数[8]P168。Johansen与Juselius于1990年提出了一种基于向量自回归模型的多重协整检验方法,解决了两个以上变量的协整关系问题,通常称为Johansen检验。
联立方程组模型。如果两个以上变量不存在惟一协整关系,尤其外生变量的符号不符合经济意义时,可以应用联立方程组模型来分析两个以上变量的长期均衡关系。对于联立方程组模型中的单方程(即结构式方程),只有在可识别的条件下才能被估计,结构式方程是否可以识别存在如下定理:在一个含有M个联立方程组的模型中,一个方程如果能被识别,该方程所排除的前定变量的个数必须不少于它所含有的内生变量的个数减1,即:K-k≥m-1(其中K为模型中前定变量的个数,k为给定方程中前定变量的个数,m为给定方程内生变量的个数),对于可以识别的方程组模型,一般可以用二阶段最小二乘法来进行估计[10]。根据估计结果,还有必要从拟合优度、F检验统计量值、样本回归系数的t检验值,是否存在自相关、异方差性等方面,对模型的可靠性做进一步的分析[11]。
笔者以1991-2006年为统计样本,应用格兰杰因果关系分析法及联立方程组模型,分别考察我国高新技术产品贸易与我国GDP之间的因果关系,以及他们之间的长期均衡关系。在实证研究结果基础上,最后给出研究的结论和政策启示。
三、计量检验结果
(一)样本数据的建立
笔者选取的样本区间是1991-2006年。我国的GDP、高新技术产品进口额(M)、出口额(X) 的数据均来自历年《中国统计年鉴》以及商务部网站。由于样本区间大,统计数据多,这里省去模型应用的原始统计数据,直接给出我国GDP(单位为亿元)、高新技术产品出口额、进口额(单位为亿美元)的自然对数值,分别用ln GDP、ln X、ln M表示(见表1)。
资料来源:根据历年《中国统计年鉴》以及商务部网站计算整理。
(二)变量的平稳性检验
应用Eviews软件,对表1中的ln GDP、ln X 、In M序列分别进行单位根检验,检验结果见表2。从表2可以看出,通过相应的检验方式,各变量一阶差分的ADF检验统计量值均小于对应的5%或10%临界值,表明各变量均是平稳的。因此,各变量都是1阶单整系列,于是进一步检验变量之间的因果关系。
(三)因果关系检验
对变量ln GDP分别与ln X、ln M进行因果关系检验,观察他们之间的因果关系。Granger因果关系检验对设定的滞后阶数很敏感,在检验之前,利用
说明:检验形式中C、T和K分别表示单位根检验方程中的常数项、时间趋势和滞后阶数;N是指不包括C或T,滞后阶数由AIC和SC准则确定,一般选择AIC和SC最小的检验类型;*表示10%临界值。
说明: 表示ln X→ln GDP不是ln GDP的Granger的原因,其他类推;F的P值小于0.05,表示在5%的显著水平下,拒绝零假设,否则,接受零假设。
说明:似然比统计值大于5%临界值,表示在5%的显著水平下,拒绝零假设,否则,接受零假设。
AIC和SC准则对不同滞后期的检验结果进行评价,一般地以AIC和SC取值最小为依据[7]P266。同时,检验的模型均不存在1阶自相关性,检验结果见表3。从表3看出,在5%显著水平下,我国高新技术产品出口变化、进口变化是我国GDP变化的原因,而我国GDP变化不是我国高新技术产品出口变化、进口变化的原因。我国高新技术产品出口变化是进口变化的原因,而我国高新技术产品进口变化不是出口变化的原因。基于此检验结果可以确定模型的基本形式,即ln X应为自变量,ln GDP应为因变量、 ln M既可为自变量也可为因变量。
(四)Johansen协整检验
ln GDP、ln X、ln M序列均为I(1)序列,满足Johansen协整检验的条件,Johansen协整检验结果见表4。在5%显著水平下,协整向量个数为2, ln GDP、ln X、ln M存在两个协整关系。进一步研究发现,其中一个协整关系,ln M外生变量的符号不符合经济意义,因此,下面应用联立方程组模型来分析ln GDP、ln X、ln M 之间的长期均衡关系。
(五)联立方程组模型的建立、识别和估计
根据因果关系分析的结论,经过反复试验法,并且把存在自相关的模型进行校正,引入滞后一期的ln GDP作为滞后内生变量,建立如下联立方程组模型的基本形式。
ln GDPt=α0+α1ln Xt+α2ln GDPt-1+μt1 (1)
ln GDP=β0+β1ln Mt+β2ln GDPt-1+μt2 (2)
ln Mt=γ0+γ1ln Xt+γ2ln GDPt-1+μt3 (3)
上述方程组中,K=2,方程(1)、(2)、(3)中k分别为2、1、2,对应的m值分别为1、2、1,则方程(1)、(2)、(3)均为恰好识别方程,用二阶段最小二乘法来进行估计,结果见(4)、(5)和(6)。
ln GDPt=2.9502+0.1104ln Xt+0.6926lnGDPt-1+μt1 (4)
t: (3.1563) (2.4156) (6.5394)
校正的R2=0.9854 D.W.=0.9950 F=474.4776 Pr ob.=0.000
ln GDPt=2.1813+0.1233ln Mt+0.7501lnGDPt-1+μt2 (5)
t: (3.7184) (2.6716) (9.9460)
校正的R2=0.9881 D.W.=1.0357 F=580.3944 Prob.=0.000
ln Mt=6.2367+0.8956ln Xt-0.4661ln GDPt-1+μt3 (6)
t: (3.8039) (11.1689) (-2.5092)
校正的R2=0.9852 D.W.=1.3442 F=465.5542 Prob.=0.000
(六)对模型结果的分析
从式(4)、式(5)、式(6)的结果看,拟合优度均在98%以上。在5%的显著水平下,样本的回归系数都是显著的。从经济意义上考虑,样本的回归系数符号是合理的。对式(4)、式(5)、式(6)的残差进行LM检验,在5%的显著水平下,LM(1)检验相伴概率分别为0.0666、0.0585、0.5136,表明模型均不存在一阶自相关。对式(4)、式(5)、式(6)的残差进行异方差性White检验,在5%的显著水平下,检验相伴概率分别为0.3475、0.3686,0.0652,表明式(4)、式(5)、式(6)均不存在异方差。模型中各方程式的F检验值均比较大,说明模型是有效的[12]。
从长期来看,式(4)结果表明,ln GDP关于ln X的长期弹性为0.3591(0.1104/(1-0.6926)),如果我国高新技术产品出口额每增长1%,我国GDP会增长0.36%左右。式(5)结果表明,ln GDP关于ln M的长期弹性为0.4934(0.1233/(1-0.7501)),如果我国高新技术产品进口额每增长1%,我国GDP会增长0.49%左右。因此,高新技术产品进口对GDP增长的贡献大于高新技术产品出口的贡献。同时,式(6)结果表明,ln M关于ln X的长期弹性为0.8956,如果我国高新技术产品出口额每增长1%,我国高新技术产品进口额会增长0.9%左右。
四、研究结论、原因分析和政策启示
(一)研究结论及原因分析
1.我国高新技术产品出口、进口与GDP之间均存在单向因果关系,我国高新技术产品进口变化、出口变化分别是GDP变化的原因。其理由在于:出口是拉动一国经济增长的三驾马车之一。高新技术产品进口之所以能够促进我国经济增长,主要有以下两个原因:一是先进技术和设备的进口,产生的技术溢出效应,促进了我国相关产业的快速发展,加快了产业结构的转换和升级的步伐,从而促进了我国经济增长。二是进口到我国的高新技术产品很快转化为最终消费,进一步刺激了投资需求,直接推动了我国经济增长。
2.我国高新技术产品出口变化是进口变化的原因,我国高新技术产品出口对高新技术产品进口有明显的促进作用,而不是相反。主要原因:一是我国正处于发展中国家,在我国拥有劳动力资源禀赋优势的情况下,我国的出口应该为进口服务,即出口的目的是为了进口国内的稀缺资源如技术、先进设备等。二是我国高新技术产品出口促进了我国经济增长,我国经济的快速增长又扩大了我国对国外高新技术产品的需求,表明我国国内高新技术产品市场供不应求,为供给约束型市场结构。
3.我国高新技术产品进口对经济增长的贡献大于高新技术产品出口的贡献。其主要原因在于:一方面,我国是科技相对落后的国家,许多高新技术产业的发展对外技术依赖程度相当高。另一方面,我国高新技术产业还处在世界生产价值链的末端,高新技术产品出口主要是以加工贸易的方式出口,真正具有高附加值的产品出口不多。因此,相对高新技术产品进口来讲,出口对经济增长的贡献较小。
(二)政策启示
1.要大力发展我国高新技术产业,促进高新技术产品出口。
我国高新技术产品出口对经济增长的作用小于进口的作用,而且国际竞争力还较低,国际市场赢利率低。而高新技术产品贸易状况代表一个国家在世界经济分工中所处的地位,因此,实施科技兴贸战略,大力发展高新技术产品出口是我国赶超世界强国的必由之路。千方百计扩大高新技术产品出口,更好地参与国际分工,从贸易获得更多的收益,这既是我国目前的紧迫任务,也是长期战略选择。
2.重视高新技术产品进口,促进我国经济的快速发展。
高新技术产品进口对经济发展的作用主要在于:首先,有利于满足我国高新技术产品的市场需求,进一步刺激投资需求,有利于推动我国经济增长。第二,有利于我国利用世界技术资源,提高经济增长质量和产业结构的优化升级。第三,有利于我国培育创新机制,推动技术创新。对于高新技术产品,如果说出口是技术进步的结果,进口则促进了技术进步。因此,我国应该重视高新技术产品进口的作用,建立技术引进、消化、吸收、创新的良性循环机制,走跨越式技术发展道路,促进我国经济的快速发展。
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