以日期时间为文件名的字符串的定量增长

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1.以日期时间为文件名的字符串的定量增长 篇一

改革开放以来, 作为我国区域经济的重要组成单元, 河南省作为我国中原经济区的最重要主体, 公路建设与经济增长都具有典例特征。2011年, 河南省G D P达27232亿元, 稳居全国第五位, 比上年增长11.6%, 增速高出全国2.4个百分点;而同期公路里程数达到247587.03公里, 其中高速公路连续6年保持全国第一。公路建设是否推动了河南经济发展?其推动作用从时序来讲到底有多大?本文将基于协整分析和向量误差修正模型, 利用河南省1978-2011年的公路建设和与经济增长的时序数据进行了实证检验。

一、文献综述

交通基础设施建设包括公路建设对地区经济增长的相关研究较多, 最早的研究始于Aschaue (1998) 。此后, 一些经济学家探讨了基础设施与经济增长之间的关系。我国国内学者对交通基础设施的经济增长效应的实证研究始于二十一世纪初, 并取得了较多的研究成果。

王任飞、王进杰 (2007) 基于协整理论和V E C M分析了中国主要门类基础设施指标与总产出之间的协整及格兰杰因果关系。结论发现, 大多数基础设施和基础设施服务指标都是非平稳的一阶单整, 主要基础设施指标都与总产出、经济结构变动等经济变量构成了长期的均衡关系。王任飞、王进杰 (2007) 发现, 在基础设施与经济增长的互动关系中, 基础设施促进经济增长居于主导地位。温惠英、沈毅贤 (2008) 采用G r a n g e r关系检验模型, 检验我国5种运输方式的交通基础设施建设和经济发展之间的因果关系, 得到各交通运输方式的基础设施建设对经济发展的影响程度。张镝、吴利华 (2008) 对我国1952-2006年交通基础设施建设指标与国内生产总值两时间序列进行了协整关系检验、误差修正模型分析以及G r a n g e r因果关系检验。张镝、吴利华 (2008) 发现:我国交通基础设施建设与经济增长具有长期均衡关系, 在短期内表现为动态均衡, 同时二者之间具有双向因果关系。

也有学者采用面板数据计量模型:踪家峰、李静 (2006) 以巴罗型增长模型为基础, 借鉴Demurger (2000) 的研究方法, 利用我国29个省、直辖市、自治区的1987-2003年的面板数据, 实证分析基础设施在中国经济增长中所起的作用。刘勇 (2010) 利用1978-2008年省级面板数据研究了公路、水运交通固定资本存量对中国经济增长的空间溢出作用。结论发现, 公路水运交通固定资本存量从总体上看对区域经济增长起着正向作用, 在2001年之后, 这种影响变为负向;总体看公路水运交通固定资本的滞后效应不很明显, 但在2001-2008年期间, 滞后五期时, 公路水运交通固定资本对G D P的弹性由负转为正。张学良 (2007) 通过对中国交通基础设施水平区域差异状况的分析以及交通基础设施水平与区域经济增长关系的面板数据研究, 试图揭示交通基础设施水平与中国区域经济增长之间的关系, 并讨论了交通先行在中部崛起中的作用。

在研究交通基础设施对区域经济增长贡献的同时, 对具体省份进行针对性的实证研究也是此方面的一个研究热点:吴津 (2007) 对高速公路投资与区域经济增长的关系进行了梳理和系统地研究, 以天津市高速公路投资的数据为背景, 选择生产函数模型进行了相应的实证分析, 并利用了弹性系数法和回归分析法预测出的经济增长对滨海新区高速公路投资需求的结果。文志滨 (2011) 实证考察了1978-2008年间广东省交通基础设施与经济增长之间的长期均衡关系和Granger因果关系。结果表明:公路通车里程与总收入之间的协整关系不稳定;货物周转量、旅客周转量与总收入之间存在正相关关系;货物周转量、旅客周转量是总收入的格兰杰原因。

本文将以河南省为例, 基于改革开放以来河南省1978-2011年的时间序列数据, 利用协整分析和向量误差修正模型实证检验河南省公路建设对地区经济增长的实际贡献。

二、协整分析

假定变量之间均为单整I (1) 过程, 故应该进行协整分析。首先, 我们可以从图形上来考察是否存在协整关系 (图1) 。

从图1可以看出, 经济增长对数与公路路程对数的时间趋势非常接近。这意味着, 改革开放以来, 河南省的经济增长和公路建设之间存在着线性关系, 并且其升降具有一定的联动性。这表明, 有可能存在长期均衡关系, 即存在协整关系。因此, 我们需要确定共有多少线性无关的协整变量。

可以进一步化简为:

对于本文讨论的河南公路建设对本地经济增长的贡献, 本文的1978-2011年的时间序列数据也可能存在长期均衡关系。因此, 本文需要确定协整秩, 也就是说线性无关的协整向量有多少。通过Johansen协整检验, 只有一个线性无关的协整向量, 根据最大特征根检验可以发现, 无法拒绝“协整秩为0”的原假设。接下来, 通过时间序列数据对应的VAR表示法确定其滞后阶数, 发现大多数准备都表明应该选取滞后二阶。接下来, 采用上文所述的Johansen的极大似然估计法对本文研究的公路建设对经济增长的效应所表示的向量误差修正模型 (VECM) 进行估计。

三、向量误差修正模型

根据估计结果, 我们可以将协整方程所代表的长期均衡关系写成以下表达式:

从式 (5) 可以看到, 根据协整后的向量误差修正模型估计结果, 公路建设的经济增长弹性为0.513, 说明河南省公路建设每增加1%, 会带来经济增长提升0.513%, 估计结果在10%的统计性水平上显著。为了进行比较, 本文仍采用EG-ADF两步法进行了OLS估计。OLS估计的估计结果与Johansen的MLE估计结果较接近, 但后者的估计结果更有效率。

接下来, 本文需要检验VECM模型的残差是否存在自相关。若本文中河南省公路建设的经济增长效应VECM模型存在自相关, 则需要增加滞后阶数, 此处采用的估计方法为拉格朗日乘子检验法。进行拉格朗日乘子检验, 可以接受“无自相关”的原假设。通过进一步检验残差的正态性, 残差的非正态性对本文的VECM模型的影响不大。

本文研究的河南省公路建设的经济增长效应, 其VECM模型除了其本身所假设的单位根以外, 伴随矩阵的所有特征根都落在单位圆之内, 非常稳定。

进一步, 考察VECM模型的脉冲响应函数, 表示为图3。

从图3可以看出, 河南省公路里程增加, 将会推动经济增长, 这从VECM模型的脉冲响应函数可以反映出来。在图4中, 给出了正交化的脉冲响应图。从趋势来看, 这两者大致类似, 但响应的幅度在正交化的脉冲响应图中更小。

以上本文对V E C M模型进行了估计。为了检验本文估计结果是否准确, 笔者用估计结果进行了预测。具体来讲, 用1978-1999年的数据建立模型后估计出结果, 并预测2000-2011年河南省经济增长和公路路程的数据, 并与实际观测值进行比较, 比较结果在图5中表示出。

图5结果表明, 河南省经济增长的预测结果最准确, 都在95%的置信区间之内;而公路里程的预测结果较差, 都在95%的置信区间之外。特别的, 对于河南省的公路里程而言, 2005年有一个大幅度的跳跃式增长 (主要原因为2006年起公路里程统计口径发生变化, 公路里程包括村道) , 这是导致用1978-1999年的估计值进行预测但效果不佳的主要原因。

四、本文结论

本文以河南省为例, 基于改革开放以来河南省1978-2011年的时间序列数据, 利用协整分析和向量误差修正模型实证检验河南省公路建设对地区经济增长的实际贡献。本文根据协整后的向量误差修正模型估计结果发现, 1978年-2011年间, 河南省公路建设的经济增长弹性为0.513, 通过了1%的显著性检验, 结果显著且稳健, 说明河南省公路建设每增加1%, 会带来经济增长提升0.513%的效果。本文基于协整分析和VECM模型的实证检验证实了河南省公路基础设施具有良好的经济增长推动效应。

摘要：本文基于协整分析和VECM模型的实证检验证实了河南省公路基础设施建设具有良好的经济增长推动效应。1978-2011年河南省公路建设的经济增长弹性为0.513, 说明河南省公路建设每增加1%, 会带来经济增长提升0.513%。

关键词：公路建设,经济增长,VECM模型,时间序列数据

参考文献

[1]Aschauer, D.A..Is Public Expenditure Productive?[J].Journal of Monetary Economics, 1989, 2 (23) , pp.177-200.

[2]刘勇.交通基础设施投资、区域经济增长及空间溢出作用[J].中国工业经济, 2010 (12) .

[3]吴津喆.高速公路投资与区域经济增长关系研究[D].天津大学博士论文, 2007.

[4]文志滨.广东省交通基础设施与经济增长的关系:基于协整分析的实证研究[J].特区经济, 2011 (2) .

[5]王任飞, 王进杰.基础设施与中国经济增长:基于VAR方法的研究[J].世界经济, 2007 (3) .

[6]温惠英, 沈毅贤.交通基础设施建设与经济发展的Granger因果关系[J].交通科技与经济, 2008 (2) .

[7]张镝, 吴利华.我国交通基础设施建设与经济增长关系实证研究[J].工业技术经济, 2008 (8) .

[8]张学良.中国交通基础设施与经济增长的区域比较分析[J].财经研究, 2007 (8) .