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近年來(lái)，國(guó)內(nèi)不少學(xué)者從不同角度對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素進(jìn)行了分析研究，主要集中于以下三方面：（1）外向經(jīng)濟(jì)對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究；（2）制度變遷及政府行為對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究；（3）傳統(tǒng)要素（勞動(dòng)力、技術(shù)進(jìn)步等）對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用研究。綜合來(lái)看，盡管學(xué)術(shù)界在理論上對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的判別及其影響等方面取得不少共識(shí)，但在具體分析時(shí)仍存在許多差異，如在工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的選擇和檢驗(yàn)方面，不同的指標(biāo)及模型就會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)論。本文擬選取勞動(dòng)、資本、能源及科技進(jìn)步作為影響工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的四因素，建立工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與上述影響因素關(guān)系的多變量協(xié)整模型，進(jìn)行南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其影響因素的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)的實(shí)證分析。

一、變量及變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了考察南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)、資本、能源消費(fèi)、科技進(jìn)步四影響因素之間協(xié)整關(guān)系，本文首先擇取自1978～2009年間的南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值及其指數(shù)、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)（相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自各年《南通統(tǒng)計(jì)年鑒》）；其次將南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額按1978年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整；最后對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)，從而完成對(duì)各數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

一般地，在分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系時(shí)，只有在檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性后，才可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析。如前所述，各經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)在經(jīng)過(guò)價(jià)格指數(shù)化處理后，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別取其對(duì)數(shù)。南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)之對(duì)數(shù)值分別記為lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分別使用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)滯后期選取原則是采用降階搜索法，在保證殘差不相關(guān)前提下，采用AIC與SC準(zhǔn)則，兩者最小時(shí)的滯后長(zhǎng)度為滯后期。對(duì)于回歸中是否包括常數(shù)項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)的處理方法，一般地，在回歸中首先包含常數(shù)項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)，如果參數(shù)檢驗(yàn)顯著，應(yīng)在回歸模型中包含，否則應(yīng)排除之。具體檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表1）。

通過(guò)檢驗(yàn)可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均為一階單整的時(shí)間序列，其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩(wěn)序列。滿足變量協(xié)整的條件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj間可能存在協(xié)整關(guān)系。

二、協(xié)整分析及檢驗(yàn)

（一）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)時(shí)間序列變量組成的關(guān)系中長(zhǎng)期均衡參數(shù)估計(jì)的技術(shù)。目前最常用的協(xié)整分析方法是Engle-Granger（EG）兩步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的極大似然法。一般地，對(duì)多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)應(yīng)采用Johnsen檢驗(yàn)法（即JJ檢驗(yàn)法）。因使用JJ方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇比較敏感，故采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后階數(shù)，經(jīng)采用降階搜索法依次驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)當(dāng)P=1時(shí)AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）。

由（表2所示）檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即在研究的5變量之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，系統(tǒng)遲早能將新息變化帶來(lái)的沖擊加以吸收，使系統(tǒng)維持在一個(gè)均衡的狀態(tài)下運(yùn)行，協(xié)整方程為：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由協(xié)整方程可以看出，投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)0.33個(gè)百分點(diǎn)；勞動(dòng)力每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個(gè)百分點(diǎn)；科技投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個(gè)百分點(diǎn)；能源消費(fèi)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，投資和南通工業(yè)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，投資對(duì)南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。但勞動(dòng)力、科技投入、能源消費(fèi)與南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的負(fù)向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能是與當(dāng)前此三因素對(duì)南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響力弱有關(guān)。

（二）VAR模型估計(jì)

根據(jù)上面的分析，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，在滯后1階的情況下，對(duì)VAR（1）模型殘差進(jìn)行JB正態(tài)性檢驗(yàn)、LM自關(guān)檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)，顯示殘差服從正態(tài)分布、無(wú)自相關(guān)、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說(shuō)明VAR（1）模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。VAR（1）模型估計(jì)結(jié)果（如表3所示）。其中5個(gè)回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達(dá)到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，這足以說(shuō)明5個(gè)回歸函數(shù)的擬合程度很好。

（三）向量誤差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系。

只在一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，一定具有誤差修正模型的表達(dá)式存在，即可以建立誤差修正模型。建立在協(xié)整理論上的VEC模型既能反映不同經(jīng)濟(jì)序列間長(zhǎng)期信息，又能反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制，是長(zhǎng)短期結(jié)合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停ㄈ绫?所示），VEM模型的穩(wěn)定性條件滿足自相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和正態(tài)性檢驗(yàn)要求。當(dāng)以lngy為因變量時(shí)，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機(jī)制，表明每年實(shí)際的南通工業(yè)總值與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy為因變量的誤差修正模型表達(dá)式還反映：lnlab的短期變動(dòng)對(duì)lngy存在正向影響，勞動(dòng)力投入的增長(zhǎng)率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)率將增加0.01%；而lnkj的的短期變動(dòng)對(duì)lngy存在反向影響，科技投入的增長(zhǎng)率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)率將降低0.07%；lncap的短期變動(dòng)對(duì)lngy無(wú)影響。

（四）方差分解

方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性，（如表5所示）顯示的是南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的方差分解情況，可以看出能源消費(fèi)（lnny）和科技投入（lnkj）對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響一直較弱。勞動(dòng)力（lnlab）和資本投資額（lncap）則有不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，且構(gòu)成對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）最主要的兩個(gè)因素，其中資本投資額（lncap）影響最大。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)。具體地，其反映的是在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。為充分描述短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文采用累積脈沖響應(yīng)形式。從圖1來(lái)看，勞動(dòng)力（lnlab）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有正向影響，即會(huì)導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值逐漸增加，最后在第9期以后穩(wěn)定在0.18左右。這說(shuō)明勞動(dòng)力（lnlab）對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值有長(zhǎng)期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)不一致；資本投資額（ncap）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）亦有正向影響，但較勞動(dòng)力（lnlab）的影響更大，其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值在第4期前增長(zhǎng)迅速，然后增長(zhǎng)趨緩，至第8期后穩(wěn)定于0.30附近。這亦反映出資本投資額（ncap）對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值有長(zhǎng)期的正效應(yīng)；當(dāng)科技投入（lnkj）出現(xiàn)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，它在1～3期內(nèi)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響經(jīng)歷了先負(fù)后正的過(guò)程，第4期到達(dá)峰值00.004附近，然后緩慢趨于0值，但這也與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；能源消費(fèi)（lnny）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有負(fù)向影響。其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值第2期到達(dá)峰值-0.007附近，然后緩慢趨于0值。總之，可看出上述四因素中，勞動(dòng)力（lnlab）和資本投資額（ncap）對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響較大；科技投入（lnkj）和能源消費(fèi)（lnny）的影響很小，這與前面方差分析中的結(jié)論一致。

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，有待進(jìn)一步驗(yàn)證。此處分別對(duì)序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，選取滯后1~6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關(guān)系的回歸結(jié)果整理（如表6所示)。水平上，△lncap是△lngy的格蘭杰原因。也就是說(shuō)，短期內(nèi)資本投資對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值有促進(jìn)作用。（2）當(dāng)滯后期為3、4階時(shí)，在10%的顯著水平上，△lngy是△lnkj的格蘭杰原因。

也就是說(shuō)，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)對(duì)科技投入的提高有促進(jìn)作用。（3）當(dāng)滯后期為3階時(shí)，在5%的顯著水平上，△lngy是△lnlab的格蘭杰原因。也就是說(shuō)，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)力投入的提高有促進(jìn)作用。（4）當(dāng)滯后期為1、6階時(shí)，△lnny是△lnlap的格蘭杰原因。也就是說(shuō)，在短期及長(zhǎng)期內(nèi)，南通能源消費(fèi)的提高對(duì)南通地區(qū)勞動(dòng)力增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。（5）當(dāng)滯后期為2、3階時(shí)，△lnkj是△lnny的格蘭杰原因。也就是說(shuō)，在短中期內(nèi)，科技投入的增加對(duì)南通能源消費(fèi)的提高有促進(jìn)作用。（6）當(dāng)滯后期為1～6階時(shí)，△lngy不是△lnny的格蘭杰原因，△lnny也不是△lngy的格蘭杰原因。也就是說(shuō)，南通工業(yè)產(chǎn)值的提高對(duì)南通能源消費(fèi)的促進(jìn)作用不明顯；同時(shí)南通能源消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值的促進(jìn)作用也不明顯。

四、結(jié)論與研究啟示

（1）南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)力投入、資本投資、能源消費(fèi)及科技投入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。其中資本投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)0.33個(gè)百分點(diǎn)；勞動(dòng)力每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個(gè)百分點(diǎn)；科技投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個(gè)百分點(diǎn)；能源消費(fèi)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，投資和南通工業(yè)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，也就是說(shuō)，投資對(duì)南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。但勞動(dòng)力、科技投入、能源消費(fèi)與南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的負(fù)向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能需要進(jìn)一步的研究與探尋。

（2）向量誤差修正模型（VECM）反映出，勞動(dòng)力投入的短期變動(dòng)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值存在正向影響，勞動(dòng)力投入的增長(zhǎng)率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)率將增加0.01%；而科技投入的的短期變動(dòng)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值存在反向影響，科技投入的增長(zhǎng)率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)率將降低0.07%；資本投入的的短期變動(dòng)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值無(wú)影響。此外，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機(jī)制，表明每年實(shí)際的南通工業(yè)總值與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的17%被修正。

（3）通過(guò)方差分解分析，可以看出能源消費(fèi)和科技投入對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值的影響一直較弱。而勞動(dòng)力和資本投資額則有不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，且構(gòu)成對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值最主要的兩個(gè)影響因素，其中資本投資的影響最大。通過(guò)脈沖響應(yīng)分析，可以看出，勞動(dòng)力對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值有長(zhǎng)期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)不一致；資本投資對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值亦有長(zhǎng)期的正效應(yīng)，且較勞動(dòng)力的影響更大；科技投入的正向沖擊在1～3期內(nèi)對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值的影響經(jīng)歷了先負(fù)后正，然后緩慢趨于0值。這也與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；能源消費(fèi)正向沖擊，對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值有負(fù)向影響，導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值第2期到達(dá)峰值-0.007附近，然后緩慢趨于0值。總之，可以看出上述四因素中，勞動(dòng)力和資本投資對(duì)南通工業(yè)產(chǎn)值的影響較大，而科技投入和能源消費(fèi)的影響很小，這與方差分析中的結(jié)論一致。

（4）本文研究有以下幾點(diǎn)不足，首先表現(xiàn)在影響南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素選擇方面，僅限于勞動(dòng)力、資本、能源和科技四因素，此外還可考慮對(duì)外貿(mào)易、對(duì)外直接投資、工業(yè)結(jié)構(gòu)等的變動(dòng)對(duì)南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。如能先針對(duì)這些因素的差異具體分析，后再擇優(yōu)選擇，分析結(jié)果的準(zhǔn)確性或可提高；其次在科技投入和能源消費(fèi)的指標(biāo)數(shù)據(jù)選擇方面，用各類科技人員總數(shù)來(lái)表示科技投入和用年發(fā)電量來(lái)表示能源消費(fèi)顯然說(shuō)服力不夠充分；最后在模型的選擇方面，僅限于南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)與其影響因素之間的協(xié)整分析，如能開(kāi)展基于南通工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各因素貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究，分析的結(jié)果可能更有說(shuō)服力。