2012年第6期（总第498期）Jun．，2012政府经济管理
Vol．34
No．06
经济复杂度、地区专业化与经济增长
*
———基于中国省级面板数据的经验分析
张其仔1，伍业君2
，王
磊
2
（1.中国社会科学院工业经济研究所，北京100836；
2.中国社会科学院研究生院，北京102488）
内容提要：迄今为止，已有的关于经济体复杂度的文献都聚焦于出口产品技术含量的测度及其决定因素的分析上，而对经济体复杂度与经济增长之间的关系，尤其是复杂度对经济增长的影响机理缺乏分析。本文在理论分析的基础上，运用联立方程模型对经济复杂度驱动地区经济增长的机理进行了实证分析。结果显示，地区专业化是经济复杂度推动地区经济增长的主要途径。除人力资本外，要素投入、外商直接投资、出口以及交通基础设施都直接或间接地对地区经济增长和地区专业化产生正面影响。
关键词：生产结构；经济复杂度；地区专业化；经济增长；联立方程模型
中图分类号：C33文献标志码：A 文章编号：1002—5766（2012）06—0001—09
收稿日期：2012－03－01
*基金项目：国家社会科学基金重大项目“产业竞争优势转型战略与全球分工模式的演变”（09＆ZD035）；中国社会科学院重大项目
“产业竞争优势转型及其风险研究”。作者简介：张其仔（1965－），男，湖南衡阳人。法学博士，研究员，博士生导师，研究领域是产业经济学与经济增长。E-mail ：zhangqizi65@https://www.doczj.com/doc/d25449453.html, ；伍业君（1982－），女，湖北荆州人。经济学博士，研究领域是产业经济学、贸易与增长。E-mail ：wuyejun333@https://www.doczj.com/doc/d25449453.html, ；王磊（1983－），男，湖北孝感人。经济学博士，研究领域是应用经济计量学。E-mail ：wanglei2010@https://www.doczj.com/doc/d25449453.html, 。
一、引言
发展经济学家Chenery 等（1986）曾指出，经济
发展是经济结构全面转变的一个组成部分。一方面，经济增长引起了生产结构与需求结构的变化；另一方面，生产结构与需求结构的资源重新配置反过来又促进了经济增长。其中，关于产业结构与经济增长的问题，经济学家进行了大量的研究。然而，对产业结构影响经济增长的微观机理方面的研究仍然比较少。Hausmann ＆Klinger （2006）与Hi-dalgo 等（2007）等在一系列的论文中首先提出了生产结构的整体技术含量即经济复杂度预示经济增长的命题。基于国际贸易理论、经济增长理论与社会网络理论，他们提出了产品空间与比较优势演化理论，
用以解释一国或地区经济复杂度与经济增长之间的关系；Hidalgo ＆Hausmann （2009）进一步强
调了经济体经济结构的整体复杂程度对经济增长的影响，并利用跨国截面出口贸易数据对二者的关系进行了初步的经验考察。
尽管上述研究对我们理解和认识复杂度的重要性有所启示，然而，对于Hidalgo 等（2009）所强调的生产结构的整体技术含量，即经济体的经济复杂度，尤其是复杂度与经济增长之间的关系以及影响
机制，
已有的文献均没有给予足够的重视。本文将研究视角延伸到中国国内的省级层面，利用细分的四位码企业层面的生产数据，对地区经济复杂度驱动经济增长的内在机制进行量化分析，这对解释中国生产结构与贸易结构的特征以及它们对经济增长的贡献有重大的现实意义。
二、理论基础追本溯源，地区经济复杂度对经济增长影响机
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制的研究发轫于两类文献：一类是经济增长源泉和核算模型；另一类则是斯密的分工理论和李嘉图的比较优势理论。随着现代经济学的发展，这两类文献逐渐趋于融合。根据经济增长理论与发展经济学的知识，生产结构复杂度的提升与经济持续增长主要源于两个方面的力量：一是分工与专业化水平的提高，要求经济行为主体按照自身的比较优势进
行生产和交易，
这提升了生产的精细化程度，从而提高了生产结构的复杂程度和技术水平，促进经济
长期持续地增长；二是随着经济发展水平的提高，经济结构也会相应发生变化，国民经济体系中的资
源会重新配置，
深化分工与专业化水平，继而提高生产结构的复杂度和技术水平。前者是生产的结
构特征如何促进经济增长的问题，
后者是经济增长如何影响地区的生产结构问题，两者共同构成了经
济复杂度与经济增长命题的重要研究主题。①
《国富论》开篇第一句，亚当·斯密就写到：“劳动生产力上最大的增进，以及运用劳动时所表现的更大的熟练、技巧和
判断力，似乎都是分工的结果。
”。目前有关经济复杂度与经济增长的研究基本
上都是沿着各自的轨道展开，
已有的文献主要聚焦于对中国出口商品结构复杂度的度量及其决定因
素等方面的研究，而且不同学者对中国出口产品结构复杂度的观点存在较大的差异。一些学者认为，中国出口产品结构的复杂度较高，而且复杂程度仍在进一步提升，超过中国经济本身的发展水平。如Rodrik （2006）认为，中国经济增速与出口增长如此“特别”的根本原因在于中国出口产品的复杂度或技术含量很高，甚至达到了比其人均收入高三倍的国家的出口产品的技术复杂度。这暗示中国已经掌握了一些先进的、具有较高生产率的产品的生产技术（Schott ，2008；Xu ，2010）。然而，张杰等（2008）却发现，中国在融入全球价值链分工体系的过程中，中国本土企业竞相以代工或贴牌的方式，参与
低技术、
低创新、劳动密集型的低端生产制造与组装环节，这意味着中国的生产结构与出口商品结构
本身的技术含量并不高，经济结构的复杂程度也处于低端水平。剔除加工贸易与外商投资企业的影
响，
中国本土企业的出口产品结构技术含量并不高，复杂程度并没有出现显著提升的趋势（Yao ，2009；Wang 等，2010）。学者们对中国出口商品结构的复杂度的度量及变化趋势的认识存在较大分
歧的主要原因是，
在全球价值链分工体系下，中国大量的企业从事的是加工贸易或者利用了大量的
外商投资，
这使得出口产品复杂度的度量存在偏差。此外，
以上研究使用的都是出口贸易数据，难以全面反映生产结构方面的信息，因而得到的结论可能不可靠。除此之外，很少有学者深入研究生产或者出口结构的复杂度驱动经济增长的机理。地区经济增长研究的核心问题是技术进步与产业升级，技术进步与产业升级表现为地区经济活动中要素禀赋结构的升级和转换，地区的产业结构与技术结构必须与要素禀赋结构相匹配（Zilibotti 等，2006），而技术进步与产业升级最终体现在产品层面，即产品种类及产品技术含量的提升，经济复杂度是地区生产结构技术含量的综合测度（Haus-mann ＆Klinger ，2006；Hidalgo ，2009）。分析经济复杂度与地区经济增长的关系可以追溯到亚当·斯密的分工和专业化思想。亚当·斯密认为，分工的范围是生产率的重要决定因素（Smith ，
1776）①
。根
据制针工厂的案例，生产的规模报酬递增，提高了
分工水平，
带来了专业化经济，降低了企业和要素之间的协调成本，
从而提升了企业的利润（Smith ，1776；Becker ＆Murphy ，1992）。而分工与专业化的出现，取决于生产过程的复杂程度。根据斯密定理，分工所引起的专业化经济也能促进地区经济增长，
生产过程的复杂性决定了企业家要将迂回的生产过程细分成各个生产环节，推动生产过程中的专业化分工，从而出现生产的规模报酬递增（Young ，1928；Sachs ＆Yang ，2000）。分工的进一步深化，必然会突破市场范围或规模的限制。劳动力技能提升、产业技术进步、生产组织和产业分工的变化以及需求的关联作用，使得经济复杂度与分工专业化
经济之间存在循环累积的效应（Krugman ，1991；Sa-chs 等，2000），最终驱动经济的持续增长。
简言之，斯密的专业化经济本质上是随分工与专业化的协同演进而形成的（Sachs 等，2000），与生
产过程的复杂程度密切相关，
生产过程的复杂程度通过地区专业化促进了地区的经济增长，即地区专
业化是地区经济复杂度的函数。生产结构复杂度比较高的地区，
常常汇集着生产这些复杂产品所必2
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政府经济管理需的设计、研发、技术以及营销管理等众多生产性
知识，为了接近以利用这些地区积累的生产性知识
存量，关联行业的企业常常倾向于在空间上集聚，
以实现专业化分工，从而可以充分发挥企业生产和
运营的规模经济和外部性，降低企业运营的单位成
本，尤其是对生产复杂产品的企业而言，其前向和
后向的市场关联度高，专业化分工会产生协同经济
或者范围经济，增强彼此之间的知识溢出效应和人
力资本溢出效应，进而推动区域经济增长。
三、计量模型设定与数据说明
1、计量模型设定
如前所述，地区经济复杂度通过影响地区专业
化水平，更好地利用地区的专业化经济和知识外溢
性来推动地区经济增长。除此以外，根据以往研究
经济增长决定因素的文献，地区经济增长还受到地
区要素投入、市场化程度、外商直接投资以及对外
开放程度等因素的影响。为了量化分析经济复杂
度驱动地区经济增长的传导机制，本文采用Cobb-
Douglas地区生产函数作为基本模型，即：
Y it =A
it
Kα
it
Lβ
it
Hγ
it
（1）
这里，Y表示工业增加值；A、K、L、H分别表示技术水平、资本投入、劳动投入以及人力资本投入；i 代表省区；t代表时间。将（1）式两边取对数可得：
ln Y
it =ln A
it
+αln K
it
+βln L
it
+γln
it
（2）
再对（2）式的技术水平A进行分解，将技术进步A分解为A global和A local，A global表示影响地区技术进步的外源性因素，A local表示影响地区技术进步的内源性因素，即
ln A
it =ln（A
it
）
global
+ln（A
it
）
local
（3）
根据前文的理论分析，经济复杂度会影响地区专业化，并且通过地区专业化的递增报酬和知识溢出效应来推动地区经济增长。据此，本文认为，地区专业化是影响地区经济增长的内源性因素。根据新经济地理学的最新研究进展，影响地区经济增长内源性因素还有地区要素禀赋、初始发展条件、基础设施、地区市场化程度、市场竞争强度等因素；影响地区经济增长的外源性因素主要有对外开放程度、外商直接投资、地方保护主义等。为了检验经济复杂度通过地区专业化来影响地区经济增长的理论假设，避免计量识别的关系难以理解，影响地区技术进步的外源性变量，本文选择常用的外商直接投资、地区与国际市场的联系程度两个变量，而影响地区技术进步的内源性变量则选择地区专业化指数。计算公式如下：
ln（A
it
）
global
=f（FDI
it
，OPEN
it
）（4）
ln（A
it
）
local
=g（KSI
it
）（5）将（4）式和（5）式代入（2）式整理，设定如下关于增长决定因素的经济计量模型：
ln Y
it
=α
+αln K
it
+βln L
it
+γln
it
+δln FDI
it
+
OPEN it+φKSI it+u it（6）式中，KSI表示地区专业化水平；FDI表示地区外商直接投资；OPEN表示地区对国际市场的依存度；u是随机误差项，表示地区未观测得到的随机冲击因素。
为了研究经济复杂度驱动地区经济增长的路径，接下来考察经济复杂度与（6）式中关键解释变量KSI之间的相关关系，根据已有的关于地区专业化的决定因素的研究（蒋媛媛，2011），建立如下经济计量模型：
KSI
it
=b
+b
1
ECI
it
+b
2
RAIL
it
+b
3
ln Y
it－1
+
εi+εt+μit（7）式中，ε表示地区固定效应来控制地区未观测的异质性对地区经济增长率的影响；μ为未观测到的随机冲击。在计量模型（7）中，ECI为关键解释变量，RAIL等其他解释变量均为控制变量。为了准确识别经济复杂度驱动地区经济增长的机制，克服变量内生性和遗漏变量的影响，我们将（6）式和（7）式联立起来，组成联立方程来估计模型中的参数。为了充分反映联立方程系统中各方程的之间的联系，包括方程扰动项之间的联系，本文运用三阶段最小二乘的系统估计方法，对联立方程系统进行估计。该方法能很好地解决变量内生性和联立方程偏倚问题，得到一致的估计结果。在估计联立方程系统前，必须先要考察模型的结构参数能否识别，在模型（6）和（7）中，地区工业增加值的对数（ln Y）和地区专业化水平（KSI）是内生变量，其他的均是外生变量或前定变量，根据识别联立方程系统的阶条件和秩条件可知，系统是恰好识别的。接下来介绍变量的具体含义与数据来源。
2、变量定义与数据说明
地区工业增加值均用的是以2002年为基期的各地区第二产业平减指数进行了缩减后的实际工业增加值，各地区工业增加值与第二产业平减指数
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均取自历年《中国统计年鉴》。物质资本投入通常用存量指标来测度，为此，本文采用张军等（2004）的方法，折旧率统一按照9.6%计算，以2002年为基期对物质资本存量的数据按照固定资产价格指数进行平减，2002 2007年的存货数据来源于历年《中国统计年鉴》。根据人力资本内生经济增长模型，人力资本是技术内生的重要表现形式，也是技术进步的重要载体，常用的测度指标有公共教育支出、受教育年限以及文盲率等。本文选取地方财政支出中教育经费支出占GDP的比重作为衡量人力资本的指标，用H it表示，教育经费支出数据取自国家统计数据库年度专题统计数据。
地区专业化指数采用Krugman专业化指数来测度。关于Krugman专业化指数（KSI），通常采用的基础数据有总产出、增加值、就业人数以及资本等经济活动变量，本文采用地区工业企业的工业增加值作为基础数据。选择工业增加值而不是其他经济活动变量的主要原因是：（1）随着中国地区发展不均衡水平的加剧，地区差距拉大，即使在同一个产业，就业人数和资本投入在很大程度上也存在异质性。在这种情况下，使用资本投入和就业人数可能反映不出这种异质性，最终对指标测度和回归结果产生一定的影响；（2）改革开放以来，随着中国城乡二元经济的发展和沿海地区的“虹吸效应”的影响，大量的中西部劳动力和资本向东部地区转移，而现有的统计数据难以反映这方面的信息，这也可能对指标计算产生一定的影响。为此，在计算Krugman地区专业化指数以及赫芬达尔指数时，均采用工业增加值作为基础数据。Krugman地区专业化指数计算公式如下：
Herfindahl
it
=∑J j=(1∑K k=1vad ijkt/VAD)it2式中，vad ijkt表示t年i地区j行业k企业的工业增加值。为了避免Krugman地区专业化指数产生的测量误差，本文试图利用其它测度地区专业化水平的指数进行替代。根据新经济地理学，地区专业化水平也常用地区产业的整体集中度指数来衡量，常用的测度地区整体产业集中度的指标为赫芬达尔指数（Herfindahl），该指标来源于产业组织，逐渐被用于衡量各种经济结构特征。因此，本文利用Herfindahl
it
来测度地区专业化水平，并利用《中国工业企业统计数据库》的各地区企业工业增加值来计算。具体计算公式如下：
Herfindahl
it
=∑J j=(1∑K k=1vad ijkt/VAD)it2式中，vad ijkt代表i地区t年j行业k企业的工业增加值；VAD it表示i地区t年所有行业的企业工业增加值的总和；K表示该地区企业的数目；J则表示该地区四位码工业部门的数目。为检验本文理论预测与实证结果的稳健性，本文选择用地区赫芬达尔指数作为Krugman专业化指数的替代变量。
经济复杂度指数（ECI）测度的是地区生产结构的整体技术含量，计算经济复杂度指数的方法参见Hidalgo等（2009），与他们运用出口数据来计算该指标不同的是，本文计算该指标时所采用的基础数据是《2002 2007年中国工业企业统计数据库》的企业工业增加值，企业工业增加值也利用2002年为基期的第二产业平减指数进行平减。
贸易开放度（OPEN it）表示各地区与国外市场的经济联系，用地区出口贸易总额占GDP的比重来衡量；外商直接投资（FDI it）表示各地区实际使用的外商投资总额。交通基础设施（RAIL it）以各地区铁路营业里程来称量，测度贸易开放度、外商直接投资以及交通基础设施的数据均来源于历年的《中国统计年鉴》。地区市场化指数的测度源于樊纲等（2010），本文用该指数作为稳健性检验的控制变量。表1报告了本文主要变量的描述性统计结果。
表1主要变量的描述性统计结果
变量变量定义观察值均值标准误最小值最大值
year年份1862004.5 1.7120022007
distr地区186168.97131
lnY地区工业增加值的对数形式1867.09 1.16 3.488.87
lnK地区物质资本投入的对数形式1867.410.94 4.679.25
lnL地区全部从业人员人数的对数形式1867.250.97 3.738.66
lnH地区人力资本投入的对数形式186 4.580.85 2.448.22
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政府经济管理变量变量定义观察值均值标准误最小值最大值KSI地区专业化指数1860.860.160.52 1.25 HHI地区产业整体聚集指数1860.070.080.010.45 ECI地区经济复杂度指数18623.32 1.7020.0427.22
MKT樊纲市场化指数186 6.32 2.100.6311.71
lnY（－1）地区工业增加值滞后一期的对数形式155 1.940.19 1.25 2.18
RAIL交通基础设施1820.250.150.020.67
lnFDI实际利用外商直接投资的对数形式152 3.94 1.86－3.918.45
OPEN贸易开放度1860.040.050.000.23
四、实证结果分析及稳健性检验
1、回归结果分析
鉴于地区未观测到的异质性因素通常与解释变量之间存在相关关系，为此，本文在进行联立方程系统估计时，考虑引入地区与时间的固定效应作为控制变量。基于理论分析和计量模型的识别考虑，本文在生产函数方程中考虑了物质资本投入、劳动投入与人力资本投入以及地区专业化指数的影响；在地区专业化方程中，则主要考虑了地区工业增加值滞后一期和经济复杂度指数的影响。计量结果如表2的第（1）栏所示。回归结果显示，在生产函数方程中，除了人力资本对地区经济增长的影响不够显著外，其他变量对地区经济增长均有显著的正效应。说明物质资本投入、劳动投入的增加以及地区专业化水平的提升，均促进了我国地区的经济增长，这与理论分析和已有的研究结论基本上是一致的。而在地区专业化方程中，滞后一期的地区工业增加值与经济复杂度均对地区专业化水平产生了显著的正面影响，表明地区经济复杂程度的增强，提升了地区专业化水平，继而促进地区经济的持续增长。
表2经济复杂度促进地区经济增长的机制的三阶段最小二乘估计结果
注：括号内为标准误值，下同。
借鉴已有的地区经济增长和地区专业化水平的决定因素的研究（Jarreau＆Poncet，2012；蒋媛媛，2011），本文依次将一些可能影响地区经济增长和地区专业化的因素作为控制变量纳入到联立方程
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政府经济管理
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系统，以进一步探讨表2第（1）栏识别的结构参数的稳健性。在生产函数方程中，为了克服遗漏变量可能产生的内生性问题，在计量模型中，我们依次加入了可能影响地区经济增长的其他控制变量：地区实际使用的外商直接投资与地区对外贸易依存度，它们主要反映地区市场与国际市场的联系，表2第（2） （4）栏报告了相关回归结果。
表2第（4）栏的联立方程估计结果显示，物质资本投入（lnK）的系数为0.837，标准误为0.080，在1%水平上显著；劳动投入（lnL）的系数为0.428，在1%水平显著，表明2002 2007年，地区物质资本投入与劳动投入对地区经济增长均有很大的促进作用。人力资本（lnH）的估计系数显著为负，这与包群（2008）得到的研究结论一致。之所以出现这样的结论，可能是人力资本的度量或者是人力资本对经济增长影响的测度这两方面的原因（包群，2008）。外商直接投资（lnFDI）的系数为0.161，在1%水平上统计显著，表明外商直接投资对我国地区的经济增长具有显著的促进作用。地区贸易依存度（OPEN）的系数为1.981，在1%水平上统计显著，表明扩大地区出口贸易，加强与国际市场的联系，充分利用外部需求，有利于拉动地区的经济增长。对于我们关心的关键变量———地区专业化指数（KSI），它的系数为1.593，标准误为0.382，表明地区专业化水平的提升显著的促进了地区的经济增长。随着2002年国家推动区域市场一体化的西部大开发、振兴东北工业基地与中部崛起等一系列区域和产业政策的贯彻落实，地区专业化分工水平不断深化，扩大了地区专业化分工的范围，提升了地区生产率与经济运行效率，并且随着地区分工的演进与地区专业化的推进，地区的比较优势也不断地实现了动态演化，驱动经济持续快速增长，回归结果与本文的理论预测是一致的。
接下来，我们讨论地区专业化方程的估计结果。为削弱遗漏变量所产生的潜在内生性问题，表2第（4）栏引入地区固定效应与时间效应来控制地区未观测的异质性以及时间异质性的影响，并在控制地区交通基础设施和滞后一期的地区工业增加值的基础上，进行了三阶段最小二乘估计。结果显示，交通基础设施的系数为0.038，在1%的水平上显著，这意味着2002 2007年，交通基础设施的发展，显著地降低了地区贸易的交通运输成本，便利了地区之间的要素流动，从而提高了地区的专业化分工水平。滞后一期的地区工业增加值［lnY（－1）］的系数为0.353，在1%的水平上显著，表明地区已有的经济发展基础也对地区专业化水平的形成与发展存在显著的影响。地区经济复杂度（ECI）的系数为0.101，也在1%的水平上显著，表明地区经济复杂度的增强，显著提升了地区的专业化分工水平。通过对生产函数方程与地区专业化方程的结构参数进行分析，我们可以得到如下结论：地区经济复杂度的提升，要求地区经济行为主体必须加强和推进地区分工和专业化水平，从而加深地区生产结构的迂回程度，充分发挥协同经济、专业化经济以及外部性的优势，从而促进地区经济的持续增长。以上分析表明，地区专业化是地区经济复杂度与经济增长的重要纽带和传导路径。
2、稳健性检验
为了进一步检验表2识别的经济关系参数的稳健性，我们在联立方程系统中引入地区市场化程度、地区经济复杂度与交通基础设施的交叉项以及利用地区产业整体集中度指数，作为Krugman地区专业化指数的替代变量，进行稳健性检验。表3汇报了检验结果。第（1）至第（4）栏汇报了用地区产业整体聚集指数替代地区专业化指数后的回归结果。结果显示，在生产函数方程中，所有变量的符号和统计显著性均未发生根本性变化，而在地区专业化方程中，关键变量地区经济复杂度的系数和统计显著性也没有发生实质变化，表明地区专业化确实是地区经济复杂度影响地区经济增长的重要途径。交通基础设施与地区生产结构的复杂程度可能存在相互促进的作用，地区经济复杂度高的地区，可能交通基础设施也越发达；反之，交通基础设施发达的地区，经济复杂度也越高。为了反映地区经济复杂度与交通基础设施之间的这种互动关系，我们将二者的交叉项纳入到地区专业化方程，表3第（5）栏报告了回归结果，在控制其他变量的基础上，在生产函数方程中，地区专业化（KSI）的系数为1.246，在1%的水平上统计显著，而在地区专业化方程中，经济复杂度指数（ECI）的系数为0.050，也在1%的水平上统计显著，表明表2识别的经济关系是稳健的。已有的研究表明，地区市场化程度可能对地区专业化水平和地区经济增长有重要影响，为此，在表3第（6）栏，我们将樊纲市场化指数加入
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政府经济管理
到联立方程系统，并观察系统关键的结构参数的变动情况。结果显示，市场化对地区经济增长和地区专业化之间并没有稳定显著的经济关系，在加入该变量后，模型中的经济变量的系数与统计显著性均没有显著变化，地区经济复杂度（ECI）的系数为0.031，地区专业化（KSI）的系数为1.197，均在1%的水平上显著，表明地区专业化确实是地区经济复杂度驱动地区经济增长的渠道。
表3稳健性检验
（1）－3sls（2）－3sls（3）－3sls（4）－3sls（5）－3sls（6）－3sls 生产函数方程lnY lnY lnY lnY lnY lnY ln K0.982＊＊＊0.825＊＊＊0.768＊＊＊0.777＊＊＊0.825＊＊＊0.859＊＊＊
（0.069）（0.073）（0.073）（0.073）（0.077）（0.091）ln L0.351＊＊＊0.416＊＊＊0.476＊＊＊0.451＊＊＊0.418＊＊＊0.406＊＊＊
（0.049）（0.055）（0.059）（0.059）（0.058）（0.060）ln H－0.056－0.324＊＊＊－0.287＊＊＊－0.214＊＊＊－0.213＊＊＊－0.214＊＊＊
（0.063）（0.072）（0.070）（0.069）（0.073）（0.072）HHI 1.916＊＊＊ 5.405＊＊＊ 5.001＊＊＊ 4.584＊＊＊
（0.708）（0.678）（0.638）（0.609）
KSI 1.246＊＊＊ 1.197＊＊＊
（0.344）（0.348）ln FDI0.268＊＊＊0.224＊＊＊0.189＊＊＊0.153＊＊＊0.160＊＊＊
（0.038）（0.039）（0.038）（0.038）（0.039）OPEN 1.886＊＊ 2.032＊＊＊ 1.672＊＊ 1.991＊＊
（0.791）（0.772）（0.781）（0.914）MKT－0.025
（0.037）_cons－2.682＊＊＊－2.127＊＊＊－2.155＊＊＊－2.216＊＊＊－2.915＊＊＊－2.913＊＊＊
（0.344）（0.353）（0.338）（0.331）（0.550）（0.544）r20.9020.8630.8780.8890.910.911
chi21439.191003.611105.451149.551217.991238.51地区专业化方程HHI HHI HHI HHI KSI KSI ECI0.042＊＊＊0.034＊＊＊0.035＊＊＊0.054＊＊＊0.050＊＊＊0.031*
（0.006）（0.007）（0.007）（0.008）（0.016）（0.018）ln Y（－1）0.178＊＊＊0.147＊＊0.149＊＊0.246＊＊＊0.1730.297＊＊
（0.049）（0.073）（0.073）（0.073）（0.109）（0.120）RAIL0.0680.0850.060－4.770＊＊＊－5.838＊＊＊
（0.051）（0.052）（0.053）（1.112）（1.191）ECI*RAIL0.206＊＊＊0.246＊＊＊
（0.047）（0.050）MKT－0.032＊＊
（0.014）时间固定效应NO NO NO YES YES YES
地区固定效应NO NO NO YES YES YES _cons－1.260＊＊＊－1.039＊＊＊－1.071＊＊＊－1.709＊＊＊－0.782－0.298
（0.213）（0.290）（0.290）（0.315）（0.565）（0.596）r20.3210.3310.3370.3870.6420.655
chi273.1940.2943.5469.59211.18223.98注：*p＜0.10，＊＊p＜0.05，＊＊＊p＜0.01。
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政府经济管理
2012年第6期（总第498期）
五、基本结论
进入21世纪以来，中国经济在保持高速增长的同时，受历史因素、政策倾斜、对外经济关系以及经济地理的循环因果累积效应的影响，地区发展不平衡的问题凸显出来，地区差距日益扩大，呈现出中心—外围的地区发展格局。为了扭转这种趋势，必须探寻哪些因素可能影响地区经济增长，以及这些因素是通过何种机制来推动地区经济增长的。在Hausmann等（2007）和Hidalgo等（2009）研究的基础上，我们将视角延伸到国内，强调地区经济复杂度对地区经济增长的重要作用，并汲取亚当·斯密的专业化分工的思想，强调提升地区专业化分工水平是地区经济复杂度驱动地区经济增长的重要渠道。
本文基于中国工业企业数据库四位码企业层面的数据，利用企业的工业增加值，首次从生产结构上测度了地区的经济复杂度；继而，在理论分析的基础上，构建了2002 2007年中国省级面板数据，运用联立方程模型的方法，对地区经济复杂度驱动经济增长的微观作用机理进行了实证分析。结果发现，地区专业化是地区经济复杂度驱动经济增长的重要途径。这一结论不受控制变量和内生性问题的影响，具有较强的可信性和稳健性。此外，物质资本投入、劳动投入、外商直接投资、出口贸易以及交通基础设施的发展，都直接或间接地对地区经济增长和地区专业化有稳定的正面影响。
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2012年第6期（总第498期）
政府经济管理Economic Complexity，Regional Specialization and Economic Growth
———Empirical Analyses Based on Provincial Panel Data
ZHANG Qi-zi1，WU Ye-jun2，WANG Lei2
（1.Institute of Industrial Economy of CASS，Beijing，100836，China；
2.Graduate School of CASS，Beijing，102488，China）
Abstract：The existing literatures on the complexity of the economy have so far focused on the measure and its determinants of export sophistication.However，there are many shortcomings when we calculate the sophistication using international trade data.For example，international trade structure is largely incomplete mapping for domestic productive structure，but it does not fully representative.Moreover，a large number of Chinese enterprises engaged in processing trade or they made use of much foreign investment when they participated in global value chain divi-sion of labor system，which alsoled to the biased measure of sophistication metrics.What's more，they all ignore the relation between complexity of the economy and economic growth，especially the impact mechanism between them.However，it is very significant for us to understand the sources of regional economic growth and to learn the reasons caused the regional gap.
With respect to impact mechanism between economic complexity and regional economic growth，we can trace back to the ideas of Adam Smith's division of labor.According to Smith theorem，economic division can bring about the specialization economy and thenpromote regional economic growth.The complexity of the production process determines the decision that entrepreneurs mustdivide the circuitous production process into many product elements，which increase the degree of the specialization of production process and the scale return.With the deep-ening of the division of labor，production eventually breaks through the scope of market and the limitation of sizes. In short，Smith's s specialization economy in nature is the results of thesynergy evolution of division of labor and specialization，which is closely related to the complexity of the production process.And the latter promotes regional economic growth through the channel with spatial specialization and division.In other words，regional specialization is the function of economic sophistication.Essential productive factors like product design，research and develop-ment，technology and marketing management and other productive knowledge generally troop around the areas of high complex production structure.In order to be easy access to these factors and makes use of the accumulation of knowledge productive stock，related enterprises in industrial chain often tend to cluster in space so as to realize the division of specialization，which can give the enterprises opportunities to fully play economies of scale and externali-ty of production and operation，reduce the unit costs of business operation，especially for the enterprises who pro-duce complex products.Because these firms have strong forward and backward links with other companies，special-ization and division will produce the cooperative economy or scope economy，enhance the spillover effect of knowl-edge and overflow effect of human capital and then promoting regional economic growth.
On the basis of theoretical analysis above，combining with Cobb-Douglas production function of neoclassical economics and fully considering regional specialization as an intrinsic mechanism to accelerate technological ad-vances and eventually affect regional economic growth.In this paper，using the production dimension four-digit firm-level data of over800Chinese industries，We firstly measure economic complexity of Chinese region and con-ducts empirical analyses the mechanism between regional economic complexity and economic growth based on sim-ultaneous equations model.The results show that regional specialization is the main way that economic complexity promotes regional economic growth.Besides human capital，FDI，export and transport infrastructures are directly or indirectly have a positive impact on regional economic growth and regional specialization.Under the circumstances that we add the control variables to the equation systems and deal with the variables endogeneity，the coefficients of the key economic variables of econometric modelare still statistical significant and consistent.Robust test shows the conclusion that there is no doubt that regionalspecialization is the transmission mechanism and/or the influence channel between economic complexity and regional economic growth can be robust and reliable.
Key Words：productive structure；economic complexity；regional specialization；economic growth；simultane-ous equations model
（责任编辑：鲁言）9
面板数据分析简要步骤与注意事项（面板单位根检验—面板协整—回归分析） 面板数据分析方法： 面板单位根检验—若为同阶—面板协整—回归分析 —若为不同阶—序列变化—同阶建模随机效应模型与固定效应模型的区别不体现为R2的大小，固定效应模型为误差项和解释变量是相关，而随机效应模型表现为误差项和解释变量不相关。先用hausman检验是fixed 还是random，面板数据R-squared值对于一般标准而言，超过0.3为非常优秀的模型。不是时间序列那种接近0.8为优秀。另外，建议回归前先做stationary。很想知道随机效应应该看哪个R方？很多资料说固定看within，随机看overall，我得出的overall非常小0.03，然后within是53%。fe和re输出差不多，不过hausman检验不能拒绝，所以只能是re。该如何选择呢？ 步骤一：分析数据的平稳性（单位根检验） 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归（spurious regression）。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和（或）截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993)很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al.(2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC法。Levin et al.(2002)指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250之间,截面数介于10～250之间)的面板单位根检验。Im et al.(1997)还提出了检验面板单位根的IPS法,但Breitung(2000)发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T、BR-T、IPS-W、ADF-FCS、PP-FCS、H-Z分别指Levin,Lin&Chu t*
目录 上篇：行业分析提要 (1) 基本分析 (1) 下篇：行业分析说明 (2) I 2003年全年国民经济运行分析 (2) 一、2003年全年国民经济运行简述 (2) 二、2003年全年我国固定资产投资分析 (3) 三、2004年中国经济分析预测 (4) II 2003年全国工业生产情况综述与分析 (10) 一、全国工业生产情况综述 (10) 二、轻重工业发展分析 (10) 三、不同所有制企业分析 (10) 四、机电产品生产快速增长 (11) 五、能源生产分析 (11) 六、工业产品进出口分析 (12) III 2003年全年工业经济效益情况及预测 (13) 一、全年工业经济效益分析 (13) 二、生产资料效益分析 (16) 三、工业行业效益分析 (18)
IV 我国全年居民消费比较分析 (19) 一、居民消费价格简述 (19) 二、分地区居民消费价格分析 (19) 三、分类别居民消费价格分析 (19) 四、社会消费品零售分析 (21) V 我国前三季度对外贸易发展情况及分析 (24) 一、2004年中国对外贸易形势展望 (24) 二、中国对外贸易发展需要关注的几个问题 (26) VI 2003年上半年三大景气指数走势及分析 (29) 一、国房景气指数 (29) 二、消费者景气指数 (32) VII 2003年宏观经济发展十大事件 (35)
上篇：行业分析提要 基本分析 今年我国经济有望增长8．5％。据此测算，今年我国国内生产总值将突破11万亿元人民币，我国综合国力再上新台阶。根据有关改革方案，今年国家统计局不再像以往那样在年末公布全年的国内生产总值预计数，而改在2004年1月中下旬公布。以2002年我国国内生产总值10．2万亿元人民币为基数匡算，2003年我国国内生产总值将突破11万亿元。 2003年，在复杂多变的国际形势和突如其来的非典型肺炎疫情以及频繁发生的多种自然灾害下，我国经济仍然保持较快增长，来之不易。一季度，我国经济增长速度达到9．9％，创下1997年以来同期增长最高纪录。二季度，受非典疫情和自然灾害等不利因素影响，我国经济增长6．7％。通过全国上下共同努力，取得了抗击非典斗争的阶段性重大胜利。到三季度，我国经济基本恢复到了非典疫情发生前的增长水平，同比增长9．1％。
2010年中国宏观经济形势分析 2010年，中国面对极为复杂的国内外经济环境和极为严峻的各类自然灾害等挑战，虽然我国宏观经济政策框架基本稳定，但汇率不断升级、通胀压力不期而至、外部需求持续变化、资本流动大幅波动，宏观经济形势未可乐观，就如温总理曾在接受采访时指出：“如果说2009年是进入新世纪以来经济最为困难的一年，那么2010年是中国经济最为复杂的一年”，不过党中央、国务院审时度势，科学决策，团结带领全国各族人民，深入贯彻落实科学发展观，加快转变经济发展方式，加强和改善宏观调控，发挥市场机制作用，有效巩固和扩大了应对国际金融危机冲击成果，使得2010年国民经济运行态势总体良好。 2010年全年国内生产总值397983亿元，按可比价格计算，比2009年增长10.3%，增速比上年加快1.2个百分点。分季度看，一季度同比增长11.9%，二季度增长10.3%，三季度增长9.6%，四季度增长9.8%。分产业看，第一产业增加值40497亿元，增长4.3%；第二产业增加值186481亿元，增长12.2%；第三产业增加值171005亿元，增长9.5%。 1．国内生产总值（GDP） GDP是最受关注的宏观经济统计数据，是衡量国民经济发展情况的重要指标。GDP增速越快表明经济发展越快，增速越慢表明经济发展越慢，GDP负增长表明经济陷入衰退。 根据国家统计局初步测算，2010年前GDP为397983亿元，按可比价格计算，同比增长10.3%，比上年同期增幅加快1.2个百分点。
数据来源：国家统计局 2．社会消费品零售总额 社会消费品零售总额反映国内消费支出情况，对判断国民经济现状和前景具有重要的指导作用。社会消费品零售总额提升，表明消费支出增加，经济情况较好；社会消费品零售总额下降，表明经济景气趋缓或不佳。2010年社会消费品零售总额达154554亿元，同比增长18.4%。其中，城镇消费品零售额133689亿元，同比增长18.8%；乡村消费品零售额20865亿元，增长16.1%。2010年自8月起社会消费品零售总额同比增幅连续五个月保持在18%以上，国内市场销售实现平稳较快增长。 数据来源：国家统计局 3．进出口额 2010年全年进出口总额29728亿美元，同比增长34.7%。其中，出口15779亿美元，增长31.3%；进口13948亿美元，增长38.7%。进出口相抵，顺差1831亿美元，比上年下降6.4%。从月度同比增幅来看，2010年12月进出口受2009年高基数影响，增速正常回落，国内生产的放缓也是导致本月进出口增幅回落的重要原因。
十分钟让你看懂中国经济 什么是经济发展？ 简单的讲经济发展就是有钱，但钱从何来？钱只能印出来。那么到底是什么使印钞机不停的运转？ 假设一个岛上有1000口人，与世隔绝，人与人之间交换物品过活，但有时候你手里用来交换的东西不一定就是对方想要的，怎么办？于是人们就用都喜欢的金银作为交换的东西，但金银携带不方便，为了解决这个问题，就由岛上的管理者发行一种符号，用它来代替金银，于是钞票出现了。 可是岛上金银的产量太小，当人们的交换活动更加频繁时，钞票不够用了，只能暂停交换。暂停交换的后果就是大家不生产别人想要的东西了。 于是大家想了一个办法，成立一家钱庄，这个钱庄是大家的，由钱庄来发行钞票，印出的钞票借给想用钱的人，然后这个人有钱了再还给钱庄。于是银行就出现了。 银行的出现，能保证交换活动更持续的进行，大家都拼命的生产，岛上的东西越来越多，银行根据产品的生产数量，不停的印制钞票，以保证交换能更深入的进行。 后来人们的交换活动更频繁了，一家钱庄太少了，于是出现了很多钱庄，总要有个管钱庄的吧，于是指定一家钱庄管理其他钱庄，并且钞票只能由这家钱庄印刷，然后通过其他钱庄借给用钱的人，中央银行就这么也出现了。什么是通货膨胀？ 由于岛上生产的产品太多了，以至于没法准确估计到底该发行多少钞票，发行多了的时候，因为没有那么多产品可买，产品就开始涨价，发行少了呢就开始降价，为了保证价格稳定，央行要求各钱庄要把一部分钱放在央行里面用来调节产品的价格，根据价格情况多放和少放。这就是存款准备金率。 可是有一部分聪明人开始怎么才能把钱弄到自己手上，他在海边捡了一颗石子，说这个石子值100万块钱，把它卖给了一个人，这个人觉得整个岛上的钱加一起也没有100万啊，怎么办，于是向钱庄借，钱庄也没有这么多钱，于是把印钞机打开，印了这100万，借给了他买了这个石子。 然后这个人开始卖这个石子，100万卖给了第二个人，由于第一个卖石子的人把钱花了，所以岛上的钱多了，所以这一百万可以筹集到，多买些产品就有了。但当把这个石子以200万转让的时候，钱庄只能又印了100万钞票，就这样钞票越印越多，可是当这个石子不停的流动转让时，大家并不觉得岛上的钱多，产品价格还是原来的那样。可是当这个石子不流通或流通的慢时，大家觉得钱多了，可是如果当持有石子的人把它扔到大海里，那就等于岛上凭空多出N多个100万来，怎么办，央行最害怕的就是这颗石子没了。它没了岛上产品的价格就会飞涨，就会通货膨胀。那么持有石子的人就绑架了岛上的经济。 房价能绑架中国经济吗？ 中国的房地产已经使中国央行发行了太多的人民币，如果房价下降，等于把那颗石子投进了海里，那么多印出来的钱会使中国产品价格飞涨，会发生严重的通货膨胀。 看似房价与石子毫无相干，可是他们的属性是一样的，就是价格和价值严重的背离。实际上房地产的崩盘受害最大的并不是中国的商业银行，而是整个中国经济体系。为什么政府迟迟没有把房价降下来，不是降不下来，如果真想降房价，只需要一道政令，房地产价格会在一夜之间土崩瓦解。可是后果谁能承担，严重通货膨胀谁来负责？房地产业已经绑架了中国的经济，是无可置疑的，是客观实在的，没有人能改变。可更棘手的问题还不仅仅在这里。如果降房价，面对的是马上的通货膨胀，可不降房价，那么面对的就是更严重的通货膨胀，何去何从？最可靠的办法就是稳定房价，然后在社会产品增加时，减少货币的投放量，加上其他政策如加息、增加商业银行准备金率、缩小信贷规模等辅助手段，来使中国经济软着陆，这是最好的办法，我们看到的一切政令也是这个逻辑。
解读中国宏观经济数据 解读中国宏观经济数据——为什么中国不爆发经济危机？ 中国是个怪异的国家。很多海外的学者用西方经济学的眼光来看中国，觉得很不可思议。中国用透支的方式维持经济的快速增长，为什么积累了20多 年仍然没有爆发恶性的通货膨胀进而演化成一场深重的经济危机的呢？ 我经过一段时间的苦心研究，终于得出了中国为什么不会爆发经济危机的原因。 下面我将通过分析中国改革开放以来经济统计数据来详细讲解（所有数据都来源于中华人民共和国统计局）。 让我们先来分析中国GDP的构成。以2003年中国GDP统计数据来看，当年中国GDP总值为117251.9亿元。从产出均衡来计算，GDP应等于投资+消费+政府支出（不包括政府转移性支出与政府债务和利息支出）+对外贸易顺差+库存投资。后两项份额很小，几乎可以忽略不计（当如当年中国对外贸易顺差为人民币2092亿元）。当年中国全社会投资总额为55566.61亿元，社会消费品零售总额为45842.0亿元，政府支出为13751亿元。分别占GDP 比例为47.4%、39.1%、11.8%。而同年美国的GDP构成则投资18%，消费68%，政府支出15%。可见，中国是一个主要依靠投资带动的高速增长的经济体，其 模式与之前亚洲四小龙主要是泰国、韩国等增长模式如出一辙。是典型的亚洲增长模式。 但是，与其他亚洲经济体不同的是，中国的投资来源主要是透支国内储蓄，而泰国、韩国当年的投资来源主要是对外负债。这一点非常重要，这也是中国能够避免东南亚危机那种模式的经济危机的主要原因。这一点将在下文仔细讲述。 其实GDP的结构并不重要，重要的是，作为中国GDP主体的投资的
面板数据分析简要步骤与注意事项 面板单位根—面板协整—回归分析) 步骤一：分析数据的平稳性(单位根检验) 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实 际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归( spurious regression )。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值(可视为截距)和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和(或)截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中 ,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布 , 这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002) 的改进, 提出了检验面板单位根的LLC法。Levin et al. (2002)指出,该方法允许不同截距和时间趋势，异方差和高阶序列相关，适合于中等维度(时间序列介于25?250之间，截面数介于10?250之间)的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的 IPS 法, 但 Breitung(2000) 发现 IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感 , 并提出了面板单位根检验的 Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了 ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用 LLC、IPS、Breintung 、ADF-Fisher 和 PP-Fisher5 种方法进行面板单位根检验。其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS、H-Z 分 别指 Levin, Lin & Chu t* 统计量、 Breitung t 统计量、 lm Pesaran & Shin W 统 量、计 ADF- Fisher Chi-square 统计量、PP-Fisher Chi-square 统计量、Hadri Z 统计 量，并且 Levin, Lin & Chu t* 统计量、 Breitung t 统计量的原假设为存在普通的单位根过程， lm Pesaran & Shin W 统计量、 ADF- Fisher Chi-square 统计量、 PP-Fisher Chi-square 统计量的原假设为存在有效的单位根过程， Hadri Z 统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。 有时，为了方便，只采用两种面板数据单位根检验方法，即相同根单位根检验 LLC(Levin-Lin-Chu )检验和不同根单位根检验 Fisher-ADF 检验(注：对普通序列(非面板序列)的单位根检验方法则常用 ADF检验)，如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设则我 们说此序列是平稳的，反之则不平稳。 如果我们以 T(trend )代表序列含趋势项，以 I (intercept )代表序列含截距项， T&I 代表两项都含，N (none)代表两项都不含，那么我们可以基于前面时序图得出的结论，在单位根检验中选择相应检验模式。 但基于时序图得出的结论毕竟是粗略的，严格来说，那些检验结构均需一一检验。具体操作可以参照李子奈的说法：ADF检验是通过三个模型来完成，首先从含有截距和趋势项的模型开始，再检验只含截距项的模型，最后检验二者都不含的模型。并且认
如何看待当前的中国经济形势 摘要：现在中国经济面临着很多的新问题，尽管经济在复苏，但现在的问题可能制约着中国未来更长时间复苏和进入下一轮稳定增长的状态。现代经济的复杂性已不是人们直观可以认识的，面对又好又快的发展实际和现实中出现的种种问题，各种利益纠葛引发的抱怨情绪和对市场的盲目性认识的蔓延似乎与现实的主流向好的经济环境格格不入。因此，迫切需要依据现代经济学的理论创新，对当前经济的形势作出正确而全面的清醒认识。 关键词：出口投资消费经济 一、当前中国经济面临的问题 现在中国经济面临着很多的新问题，尽管经济在复苏，但现在的问题可能制约着中国未来更长时间复苏和进入下一轮稳定增长的状态。 1.1我们过去的繁荣建立在出口高增长和投资高增长之上 这个高增长有一个特点，就是持续的高增长形成了一个很大的产能，特别是制造业，很多与房地产相关的制造业，产能非常大。这一次保增长从某种意义上讲，没有把这些落后的产能淘汰。保增长已经产生了某些负面效应，效应就是我们还是继续过度依赖于投资，投资依然带来产能的扩张，产能扩张就会带来麻烦。 1.2资产泡沫问题 今年的GDP总量增长大概是1.6万亿，但是我们今年的信贷增长是10万亿。这就意味着我们信贷扩张的产出效应是很低的，但产生另外一个效应很高，就是资产泡沫，中国的房地产价格稳定了之后还是会拉高。 1.3国际贸易摩擦集中爆发 中国未来面对的国际格局和国际形势会非常复杂、非常冲突，摩擦将不断加剧。美国经济增长恢复了，反而放手，采取很多对中国不利的政策，造成价格的上升、下降，美国可能会采取抑制中国的政策，所以我们要做好准备，包括可能造成价格的波动。而且还有贸易保护主义和人民币升值，像这样的因素，美国明年可能不断地打这些牌，核心要务是抑制中国。 二、从经济结构简单分析国内经济 2.1出口 坚持科学发展观，对建立在高能耗、高污染和资源浪费基础上的低附加值占绝对主导地位的经济结构进行调整，这是一次痛苦的转型，如果成功，中国出口经济将更加健康、更具有活力。前途是光明的，道路是曲折的。美国还未从次贷危机阴影中走出，欧元区多数国家陷入主权债务危机。因此，全球经济的不景气，导致中国出口受挫。 2.2投资
转载：面板数据分析的思路和Eviews操作： 面板数据一般有三种：混合估计模型；随机效应模型和固定效应模型。首先，第一步是作固定效应和随机效应模型的选择，一般是用Hausman检验。 如果你选用的是所有的企业，反映的是总体的效应，则选择固定效应模型，如果你选用的是抽样估计，则要作Hausman检验。这个可以在Eviews 5.1里头做。 H0：应该建立随机效应模型。 H1：应该建立固定效应模型。 先使用随机效应回归，然后做Hausman检验，如果是小概率事件，拒绝原假设则应建立固定效应模型，反之，则应该采用随机效应模型进行估计。 第二步，固定效应模型分为三种：个体固定效应模型、时刻固定效应模型和个体时刻固定效应模型（这三个模型的含义我就不讲了，大家可以参考我列的参考书）。如果我们是对个体固定，则应选择个体固定效用模型。但是，我们还需作个体固定效应模型和混合估计模型的选择。所以，就要作F值检验。相对于混合估计模型来说，是否有必要建立个体固定效应模型可以通过F检验来完成。 H0：对于不同横截面模型截距项相同（建立混合估计模型）。SSEr H1：对于不同横截面模型的截距项不同（建立时刻固定效应模型）。SSEu
F统计量定义为：F=[( SSEr - SSEu)/(T+k－2)]/[ SSEu/(NT-T-k)] 其中，SSEr，SSEu分别表示约束模型（混合估计模型的）和非约束模型（个体固定效应模型的）的残差平方和（Sum squared resid）。非约束模型比约束模型多了T–1个被估参数。需要指出的是：当模型中含有k 个解释变量时，F统计量的分母自由度是NT-T- k。通过对F统计量我们将可选择准确、最佳的估计模型。 在作回归是也是四步：第一步，先作混合效应模型：在cross-section 一栏选择None ，Period也是None；Weights是cross-section Weights，然后把回归结果的Sum squared resid值复制出来，就是SSEr 第二步：作个体固定效用模型：在cross-section 一栏选择Fixed ，Period也是None；Weights是cross-section Weights，然后把回归结果的Sum squared resid值复制出来，就是SSEu 第三步：根据公式F=[( SSEr - SSEu)/(T+k－2)]/[ SSEu/(NT-T-k)]。计算出结果。其中，T为年数，不管我们的数据是unbalance还是balance 看observations就行了，也即Total pool (balanced) observations:的值，但是如果是balance我们也可以计算，也即是每一年的企业数的总和。比如说我们研究10年，每一年又500加企业，则NT＝10×500＝5000。K为解释变量，不含被解释变量。 第四步，根据计算出来的结果查F值分布表。看是否通过检验。检验准则：当F> Fα(T-1, NT-T-k) , α=0.01,0.05或0.1时，拒绝原假设，则结论是应该建立个体固定效应模型，反之，接受原假设，则不能建立个体固定效应模型。
中国宏观经济分析报告（2004 年1 季度） 出版日期：2004 年05 月编写说明 2004 年1 季度，我国经济继续快速增长，工业生产、固定资产投资、消费品 零售额、进出口等均呈现较快增长，经济景气依然处于扩张周期的上升阶段。但经济运行中存在的矛盾和问题不断突现出来，突出表现在投资过快增长，投资品价格高增长向消费品价格传导进程加快，通货膨胀压力增大。当前形势下，宏观趋势的把握上不应再拘于经济是否“过热”的讨论，而应想办法坚决抑制盲目投资和低水平重复建设，防止经济的大起大落，保持国民经济平稳运行；宏观政策趋向上要从扩大内需转向调节经济平稳运行的方向上来，但同时，应当注意政策实施的力度和时机，防止政策力度过大过猛。 中国行业分析报告----宏观经济 II 目录 Ⅰ 2004年1季度宏观经济形势 (1) 一、一季度经济运行的主要特点 (1) （一）国民经济快速增长，工业生产继续高增长 (1) （二）固定资产投资超高速增长 (2) （三）消费需求增长稳健 (3) （四）市场物价继续上涨 (4) （五）对外贸易增势强劲，利用外资保持较高水平 (5) （六）货币信贷增势未减 (5) （七）经济运行效益比较好，居民收入增长加快 (6) 二、一季度经济运行中存在的主要问题 (7) （一）投资增长过快，盲目投资和能力扩张势头加剧 (7) （二）煤电油运紧张状况加剧 (8) （三）通胀压力加大 (8)
（四）信贷调控难度加大 (9) Ⅱ 2004年2季度经济形势分析与预测 (9) 一、固定资产投资增长将高位回落 (9) （一）制约投资增长的因素 (9) （二）促进投资继续高增长的因素 (10) 二、诸多因素将遏制物价上涨 (11) （一）农副产品价格将呈现先扬后抑的走势 (11) （二）各项控制物价上涨的行政手段将发挥一定作用 (11) （三）严控投资过快增长的政策措施有助于投资品价格回落 (11) （四）投资热、消费稳，不会出现严重通货膨胀 (12) （五）我国经济买方市场特征鲜明，不会出现需求推动型的价格轮番上涨12 三、2004年2季度经济形势分析与预测 (13) 中国行业分析报告----宏观经济 .... III Ⅲ提高宏观调控政策的有效性 (14) 一、扩张性政策应进一步向中性政策过渡 (14) 二、财政政策应加大结构调整的力度 (14) 三、实行差别化的货币信贷政策，优化信贷结构 (14) 四、统一认识，端正行为，坚决抑制地方政府的投资冲动 (15) 图表目录 图表1 2003年与2004年各产业投资增长情况比较 (3) 图表2 2003-2004年投资资金来源结构变化 (3) 图表3 2003-2004年分地区固定资产投资增长情况 (3) 图表4 2003－2004年生产和消费物价月涨幅一览表 (4) 图表5 2004年1季度宏观经济运行主要指标与上半年预测 (13) 本报告图表如未标明资料来源，均来源于“中经网统计数据库” 中国行业分析报告----宏观经济 .... 1 Ⅰ 2004 年1 季度宏观经济形势
历年中国GDP年增长率与GDP世界排名 7.8%！2012年中国GDP增速“破8”。国家统计局今天上午公布数据，2012年中国国内生产总值(GDP)为519322亿元，比上年增长7.8%。“7.8%”是进入1999以来中国经济增速的最低值，也是最近20年来“倒数第二”的经济增长速度。 2012年是“十二五”规划的第二年，中国经济在内、外(美国经济复苏乏力，欧债危机继续发酵等)夹击下遭遇前所未有的“稳增长”压力，前三个季度的增速第次由8.1%、7.6%和7.4%“连降三级”，算上2011年“中国GDP增速连续7个季度放缓”，“比2008年金融危机还严重”的经济寒冬说一时甚嚣尘上。1月18日，国家统计局公布的数据显示，2012年四季度GDP增速已升至7.9%，“7个季度增速放缓”彻底成为“历史记录”。 多年来，“保8”一直是中国经济最重要的名词和指引，因为经济增长和就业超稳定的正相关联系，结合历史经验，当中国GDP增速低于8%时被认为将会出现大规模的失业，因此“保8”也是中国经济增长的一条红线。而现实是，中国虽然每年都制定8%的增长目标，实际上都会“超额”完成，就连被认为最难“保8”的2009年，在“4万亿”等一揽子计划的刺激下，GDP也实现了9.2%的高速增长。
数据显示，从2003年至2011年，中国GDP实际增长了1.5倍，年均增速10.7%。随着中国经济体量的增大(2012年GDP已超过50万亿元)，如今GDP每增长一个百分点的分量与过去已大不相同。中国经济进入转型的“深水区”后，发展的内涵也出现了新变化。普遍的观点是，中国经济的高速增长时代已经结束，未来的经济增速将保持在7%-8%的“中速增长区间”。“十二五”中国不再“保8”，设定了年均GDP增长7%的新目标，就是出于经济中长期发展的考量和开启战略性调整和加快转变发展方式主线的规划要求。
面板数据的分析步骤 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了，但是到底有没有一个基本的步骤呢？那些步骤是必须的？这些都是我们在研究的过程中需要考虑的，而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行？协整检验呢？什么情况下要进行模型的修正？面板模型回归形式的选择？如何更有效的进行回归？诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决？以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结，和大家分享一下，也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一：分析数据的平稳性（单位根检验） 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归（spurious regression）。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和（或）截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250 之间,截面数介于10～250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square 统计量、Hadri Z统计量，并且Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t统计量的原假设为存在普通的单位根过程，lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square统计量的原假设为存在有效的单位根过程，Hadri Z统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。 有时，为了方便，只采用两种面板数据单位根检验方法，即相同根单位根检验LLC （Levin-Lin-Chu）检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验（注：对普通序列（非面板序列）的单位根检验方法则常用ADF检验），如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设则我们
2012-2013年中国宏观经济报告——迈向新复苏和新结构、超越新常态的中国宏观经济 中国人民大学经济学所
摘要： 2012年是中国经济从“次萧条”到“复苏重现”的一年。在消 费持续逆势上扬、基础建设投资大幅增长、房地产政策微调带来的“刚需”释放、货币政策和财政政策的持续放松以及全球市场情绪稳定带来的外需稳定等因素的作用下，中国宏观经济开始在2012年9月出现“触底反弹”，并在十八大政治换届效应、存货周期逆转、消费持续增长、外需小幅回升、投资持续加码等因素的作用下，重返复苏的轨道。2012年前3季度回落超预期，而第4季度复苏幅度也可能超预期。 2013年将延续 2012年第 4季度复苏的势头，随着换届效应的持续发酵、房地产困局的破解、外部环境的轻度改善、金融困局的缓和以及中期力量的释放，中国宏观经济将超越“新常态”，步入“次高速增长期”。2013年不仅是中国宏观经济完成由“复苏”向“繁荣”的周期形态转换的关键期，也是中国迈向“新结构”、超越“新常态”的关键年，更是新政府全面确立和落实新经济发展战略的一年。因此，2013年中国宏观经济将是在复杂中充满朝气的一年。 利用模型进行预测，2012年中国 GDP增速将达到 8.0%，比 2011 年回落 1.3个百分点，2013年中国经济将重返 9时代，增速达到 9.3%，CPI出现反弹，达到 4.1%。 在分析和预测的基础上，报告认为，未来短期宏观经济政策应当在强化中期定位的基础上保持相对宽松与积极的导向，应当在正确认识中国新时期的各种结构性力量和周期性力量的变化的基础上，超越
“新常态”悲观主义的定位，应当在收入分配、房地产等关键领域进行重点突破性改革，清楚“改革疲劳症”。 关键词：新复苏、新结构、新常态、中国宏观经济
1.面板数据分析方法步骤 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了，但是到底有没有一个基本的步骤呢？那些步骤是必须的？这些都是我们在研究的过程中需要考虑的，而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行？协整检验呢？什么情况下要进行模型的修正？面板模型回归形式的选择？如何更有效的进行回归？诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决？以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结，和大家分享一下，也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一：分析数据的平稳性（单位根检验） 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为虚假回归或伪回归（spurious regression）。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和（或）截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250 之间,截面数介于10～250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、
中国四大区域液晶面板产业现状被誉为“信息社会的牛奶和面包”的液晶面板，广泛应用于电视、智能手机、平板电脑等方面。作为支撑信息产业持续发展的战略性和基础性产业，其对产业转型升级与经济增长方式转变都意义重大。 正处转型升级关键阶段的各地方政府，对于这一战略新兴产业的扶持可谓不遗余力。北京政府直接投资85亿元作为北京8代线的启动资金，后又通过定向增发注资45亿元。目前，大陆平板显示行业已经形成了北京地区、长三角、珠三角、成渝地区四大集聚发展带。 近年来，液晶面板业逐步回暖，涌现投资热潮。据不完全统计显示液晶面板业总投资规模(含建成、在建和规划)已超过3000亿元。 2013年，京东方推出非公开发行预案，最终实现融资约448亿元，自20 01年上市以来，京东方的直接净融资额超706亿元。在间接融资领域，自上市至2013年第一季度，京东方已获得约1034亿元。 21世纪宏观研究院认为，液晶面板是投资高、技术高、风险高的典型“三高”行业，其近期的蓬勃发展得益于强有力的政策扶持与资本投入。同时，液晶面板国产化升级机遇与挑战并存。作为强周期行业，刚刚走出“缺屏之痛”的面板业目前虽呈现稳健发展态势，但只有实现由大到强的跨越才能让这一行业保有持续发展的动力。 国产化进程加速 “十二五”期间，在政策与资本的双重支持下，液晶面板国产化步伐不断加快。目前，中国已成为全球第三大液晶面板生产基地。工信部数据显示，2013年我国以液晶面板为代表的平板显示产业规模达1070亿元，同比增长44.6%，全球市场占有率提升至11.4%。 数据显示，未来5年，大陆将有15条6代以上的高世代线面板厂建成并投入运作，届时，中国内地产能将超越日本位居第二，仅次于韩国。 事实上，中国的液晶面板产业起步时落后日本近10年，一度遭遇“缺屏之痛”。本土面板厂商技术薄弱，终端厂商常年从韩国、日本、台湾等地进口液晶面板。
2019中国宏观经济形势分析与预测年中报告 今天，上海财经大学高等研究院发布《2019中国宏观经济形势分析与预测年中报告》。报告以“外部压力下的中国经济——风险评估、政策模拟及其治理”为主题，详细分析了当前中国经济运行的主要特征、风险因素，并为下半年及今后一个时期的经济发展给出短期政策和中长期改革建议。 年中报告指出，2019年以来，中国经济稳中求进、稳中有忧，经济下行的压力有所上升，尤其是在中美经贸摩擦的背景下，中国经济所面临的外部环境严峻，与自身发展所面临的不充分不平衡问题相叠加，使得稳增长、防风险的难度加大。
从需求侧来看，消费增速持续疲软，虽房地产开发投资维持高位，基建投资小幅回升，但受工业企业利润增速下降、进出口增速下滑的影响，制造业投资大幅下滑，总投资增速有所回落。家庭部门杠杆率持续攀升，家庭流动性愈益收紧，普通家庭收入增速持续下降，收入差距未见明显缩小。不断强化的家庭储蓄动机不仅放大了总需求不足的影响，还进一步加剧了企业经营的困难，迫使企业被动加杠杆，实体部门杠杆率逆势反弹。在财政政策持续宽松的背景下，地方政府债务率亦有所增加。虽金融部门去杠杆成效显著，但宏观杠杆率不降反升。
从更深层次来看，结构性问题仍未得到根本改善，尤其是僵尸企业无法出清提高了企业融资成本，拖延了民营企业、中小企业融资难、融资贵问题的缓解，对经济发展的桎梏日益凸显。同时，区域间市场化发展不平衡限制了企业对冲各类冲击的工具选项，导致企业部门的劳动力需求疲软，劳动力市场承压。 正如课题组2018年度报告所预测的，受实体部门杠杆率进一步上升的拖累，中小银行风险加速暴露、其系统重要性持续上升，系统性风险的防范和化解难度进一步增加。从外部环境看，中美贸易摩擦已对进出口形成拖累，人民币长期贬值压力不可忽视。但正如课题组一直分析强调的，当前中国经济的主要矛盾还是内部的结构性失调，长期增长潜力仍未得到充分释放。深层次的结构性、体制性改革，如户籍制度改革，能有效改善资源配置效率，提高全要素生产率，促进投资，刺激消费，释放增长潜力。
21世纪中国宏观经济数据分析 一．问题研究背景 宏观经济指总量经济活动，即国民经济的总体活动。是指整个国民经济或 国民经济总体及其经济活动和运行状态，如总供给与总需求；国民经济的总值及其增长速度；国民经济中的主要比例关系；物价的总水平；劳动就业的总水平与失业率；货币发行的总规模与增长速度；进出口贸易的总规模及其变动等。宏观经济的主要目标是高水平的和快速增长的产出率、低失业率和稳定的价格水平。 二．数据来源与描述 2.1数据描述 本数据包括2000年到2012年的人均国内生产总值、第一产业增加值、工业增加值、第三产业增加值、全国财政收入、全社会固定资产投资、社会消费品零售总额、人口自然增长率、经济活动人口、居民消费价格指数、商品零售价格指数、城镇登记失业人数，具体数据如下表： 表一 年份 人均国内 生产总值 (元) 第一产业增 加值(亿元) 工业增加值(亿元) 第三产业增加值(亿元) 全国财政收入(亿元) 2012年 38,459.47 52,373.63 199,670.66 231,934.48 117,253.52 2011年 35,197.79 47,486.21 188,470.15 205,205.02 103,874.43 2010年 30,015.05 40,533.60 160,722.23 173,595.98 83,101.51 2009年 25,607.53 35,226.00 135,239.95 148,038.04 68,518.30 2008年 23,707.71 33,702.00 130,260.24 131,339.99 61,330.35 2007年 20,169.46 28,627.00 110,534.88 111,351.95 51,321.78 2006年 16,499.70 24,040.00 91,310.94 88,554.88 38,760.20 2005年 14,185.36 22,420.00 77,230.78 74,919.28 31,649.29 2004年 12,335.58 21,412.73 65,210.03 64,561.29 26,396.47 2003年 10,541.97 17,381.72 54,945.53 56,004.73 21,715.25 2002年 9,398.05 16,537.02 47,431.31 49,898.90 18,903.64 2001年 8,621.71 15,781.27 43,580.62 44,361.61 16,386.04 2000年 7,857.68 14,944.72 40,033.59 38,713.95 13,395.23 续表一： 全社会固定资产投资(亿元) 社会消费品零售总额(亿元) 人口自 然增长 率(‰) 经济活动人口(万人) 居民消费价格指数 商品零售价格指数 城镇登 记失业 人数(万 人) 374,694.74 210,307.00 4.95 78,894.00 102.6 102 917 311,485.13 183,918.60 4.79 78,579.00 105.4 104.9 922