张志元-中国资本形成区域差异的实证分析.doc

中国资本形成区域差异的实证分析张志元 作者简介：张志元，山东财经大学区域经济研究院院长，博士，教授；张梁，美国杜兰大学弗里曼商学院（Freeman School of Business, Tulane University）金融学硕士研究生；英国伦敦大学学院（University College London）经济学硕士研究生。 张梁2 房政3（1山东财经大学区域经济研究院；2杜兰大学弗里曼商学院；3伦敦大学学院 ）摘要：改革开放30多年来，我国经济有了长足发展，但伴随着国内整体经济实力的提升，我国区域发展不平衡、区域结构不合理、区域差距不断扩大的矛盾日益突出。本文从资本形成角度，采用我国东中西部31个省份2003-2010年期间资本形成相关截面时间序列数据，构建固定效应面板回归模型，对我国地区间资本形成和区域经济差异进行了实证研究。关键词：资本形成 区域差异 1 我国区域资本形成状况1.1 东部地区资本形成状况东部地区经济得到快速增长，资本要素在其中起了至关重要的作用，资本在各地区的形成和流动不仅影响了经济的增长，也影响了各地区经济的发展模式。基于上述分析，我们收集了东部11个省市固定资产投资来源的面板数据作为主要参考变量，分析资本形成的影响因素和其流动对经济的影响，为地区经济和企业发展提供参考。表1 东部地区资本形成来源的结构年份资金来源小计国家预算内资金国内贷款利用外资自筹资金其他资金200334707.70818.546956.952059.3418805.356034.02200443875.91918.058091.932689.4324428.227748.24200554869.761171.239276.483178.1931664.389579.49200667470.251255.6711105.593531.6439658.1811919321695.1012933.354113.0548725.3015517.53200895632.862318.0614423.514220.9460648.5014021.842009126681.923392.8820721.023643.7475572.3623351.932010153325.283633.1624024.853811.1996130.6125725.47相比中西部，东部地区引用外资总量极高，但所占比重逐年下降。从下图可以看出，近8年来，我国东部地区利用外资的总量远远高于中部和西部，截至2010年末达到3811.19亿元。东部地区外资比例从2003年的5.93%到2010年的2.49%，中部地区外资比例从2003年的2.50%至2010年的0.87%，西部地区外资比例从2003的1.36%至2010年的0.61%。利用外资比例虽然有明显下降，但同年相比，东部地区明显高于中部和西部地区，而这与东部地区优越的沿海地理位置有着密不可分的关系，东部城市获取外资的的途径更多也更容易。图1 东部地区资本形成来源的结构图国家预算内资金稳步增长，但总量少于中西部。以2010年数据为例，东部地区国家预算内资金比例仅为2.37%，而中部地区比例为5.08%，西部地区则高达8.75%，由东至西成递增趋，而这与东中西部资本聚集难易有关，与国家战略支持力度有关。国家预算内资金分为财政拨款和财政安排的贷款两部分。2000年初，我国开始实施西部大开发战略。2003年后又提相继出中部崛起和振兴老东北工业基地的两大战略。在两大战略方针的影响下，国家财政政策开始向中西部倾斜。另外，从外资在东部资金总量中所占比例逐年下降的趋势，可以看出外商资本正在逐渐从市场已经趋于饱和的东部地区撤出。值得注意的是，东部地区资本形成中自筹资金所占比重最大，且近三年来获得明显增长。总的来看，东部地区的资本流动和资本市场发育基础好，东部沿海地区的上市公司往往是各领域内的优势产业、支柱产业，规模大、业绩优的特点带动了企业自筹资金的快速增长。1.2 中部地区资本形成情况从东部地区相关数据来看，良好的经济发展形势带动了中部地区自身资本积累数量的增加，自筹资金占资本形成的比例不断增加。相对于东部和西部地区，中部地区资本形成中自筹资金比例增长明显，东部地区自筹资金比例变化为54.18%升至62.70%，西部地区自筹资金比例仅从50.41%增加到58.95%，而中部地区自筹资金比例从2003年的57.26%迅速增长至2010年的72%。表2 中部地区资本形成来源的结构资金来源小计国家预算内资金国内贷款利用外资自筹资金其他资金200311987.30753.112200.84299.576863.471935.71200415277.66785.642509.22380.539610.951991.29200520202.231025.413109.37509.1512922.932635.37200626930.431221.893818.23515.0017821.963553.36200735731.081685.584094.24600.6824712.304638.29200846680.412313.954580.19639.9334197.734948.61200964507.753707.237177.45606.4245681.467335.19201082001.524162.928850.06714.4859037.759236.31国家预算内资金比例较高。受益于中部崛起战略，国家财税政策对中部支持力度较高。中部地区工业化基础差但增长速度快，后发优势明显，随着政府预算政策的相应倾斜，中部地区第一、二产业的发展较快，对经济支持的力度大大增加。图2 中部地区资本形成来源的结构图外资比例逐年下降。中部地区的经济开放程度依然较低。从2003年的2.50%下降至2010年的0.87%，这与东部地区的情况类似，其外资比例从2003年的5.93%下降至2010年的2.49%。中部地区外商直接投资方式中，外商合作企业占了相当的比例。国内贷款所占比例不断下降。其2010年国内贷款比例为10.79%，而同年东部和西部地区国内贷款比例分别为15.67%和16.30%。1.3 西部地区资本形成情况相比东部和中部，西部资金来源总量较低，资本形成不足。到2010年底，资金来源总量为69002.86亿元，仅占全国资金总量的22.7%。资本形成不足成为了当前制约西部地区经济发展的直接原因。而资本形成不足的原因又是多方面的，当前最主要的因素是资本来源不足。西部发展水平整体落后于中东部，而且西部各省及各省区内部发展不平衡。目前，随着我国西部大开发进一步的深化，这种差距有望缩小。表3 西部的地区资本形成来源的结构由于数据资料中的西藏地区部分的数据不全面，因此没有加入计算。资金来源小计国家预算内资金国内贷款利用外资自筹资金其他资金200310964.73974.702449.69149.405527.831841.70200413916.181093.952803.14206.097605.292207.71200517868.171364.463440.02262.9410033.542767.21200622623.461547.704258.38271.3812964.773581.22200729532.971881.095163.54393.2117240.704854.42200836566.532631.565723.14399.5322655.075157.22200953444.464977.628629.67308.9730987.808540.41201069002.866039.3511249.80418.9840675.3410619.39贷款比例相对中东部较高。由于西部地区市场经济体制改革滞后，市场化程度低，国有经济比重高，政府直接干预强，通过市场获取要素资源难，向外部资本开放进展慢。因此资本来源方面较中东部贫乏，贷款拉动经济比例必然较高。图3 西部地区资本形成来源的结构图2 我国资本形成区域差异的实证分析2.1 统计变量描述本部分研究采用2003-2010年8年间，我国31个省份和直辖市的面板序列数据样本对我国区域资本形成结构变化的影响因素进行了实证研究。各变量名称及意义见下表：表7.11 各变量名称及意义一览表变量变量名称变量说明GK国家预算资金包括财政拨款和财政安排的贷款NK国内贷款各单位向金融机构借入的资金WK外商直接投资固定资产建造和购置的境外资金ZK自筹资金各单位的自发筹措资金GDP国民生产总值衡量总体经济发展情况GDP2第二产业GDP衡量第二产业经济发展情况GDP3第三产业GDP衡量第三产业经济发展情况本文变量涉及2003至2010年的原始数据，分别来源于相应各年的中国统计年鉴、中国固定资产投资统计年鉴、中国金融统计年鉴和国家统计局网站。2.2 国家预算内资金对经济增长相关性分析2.2.1 单位根检验本部分仍采用LLC、IPS、Fisher ADF、Fisher PP四种单位根检验方法对我国2003年到2010年的GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）以及国家预算内资金（GK）的数据序列以及它们的一阶差分序列进行面板单位根检验，防止产生伪回归。由于小样本相同根单位根检验LLC（Levin-Lin-Chu）检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验效果较好，因此当不同检验方法结果不一致时，主要根据LLC 和Fisher-ADF检验判断变量是否存在单位根。各变量检验结果见下表所示：表4 国家预算资金和三大产业GDP平稳性检验序列LLCIPSFisher ADFFisher PP结论GK-16.8367(0.0000)-0.4466(0.3276)78.2268(0.0571)159.7050(0.0000)非平稳GDP-11.0283(0.0000)-0.0522(0.4792)62.5101(0.3872)114.4090(0.0000)非平稳GDP2-9.7664(0.0000)0.0389(0.5155)61.6722(0.4160)112.6820(0.0000)非平稳GDP3-8.7414(0.0000)0.6862(0.7537)43.2295(0.9495)66.1344(0.2735)非平稳GK-15.8899(0.0000)-5.5892(0.0000)146.7410(0.0000)208.9990(0.0000)平稳GDP-15.8295(0.0000)-5.6181(0.0000)151.4460(0.0000)217.2950(0.0000)平稳GDP2-14.6235(0.0000)-5.5290(0.0000)149.2580(0.0000)183.5190(0.0000)平稳GDP3-12.0483(0.0000)-3.1069(0.0009)104.6900(0.0003)135.9180(0.0000)平稳结果显示，在给定5显著性水平下，GK、GDP、GDP2、GDP3序列都不能拒绝原假设，可以认为是非平稳序列，再对他们的一阶差分序列进行检验，结果显示在给定5显著性水平下，均拒绝原假设，即为一阶差分序列平稳。综上所述， GK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，故存在协整的可能，我们对此进行检验。2.2.2 协整检验经过面板的单位根检验之后，我们发现三大产业GDP和国家预算资金GK之间都有存在协整的可能，以下本文将采用Kao (Engle-Granger based) 检验对此进行验证。本文之所以选择Kao 检验，是因为本文各截面的时间序列数据为8个，属于小样本，而小样本数据 (T30) 的协整检验适合用 Kao 协整检验。依前述分析，GK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，使用Eviews6.0采用Kao检验方法分别对各产业GDP和国家预算资金GK构成的模型进行残差数列协整检验。检验结果列于下表。表5 三大产业GDP和国家预算资金GK的协整检验-Kao模型StatisticProb结论GDP，GK-2.89920.0019存在协整关系GDP2，GK-3.50140.0002存在协整关系GDP3，GK-2.33420.0098存在协整关系注：Kao 检验的原假设为变量之间不存在协整关系。检验结果表明，在 5%的显著性水平下，GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）序列各自与国家预算内资金（GK）序列全部拒绝“不存在协整关系”的原假设，即GDP、GDP2、GDP3分别与GK变量存在协整关系。2.2.3 回归分析本部分实证所用数据是我国31个省份面板数据，并非随机抽样，随机假设比较牵强，因此使用个体固定效用变截距模型对模型进行回归估计。同时为了减少由于截面数据造成的异方差影响，使用Cross Section Weights对模型进行估计。A用OLS法对全国30个省市（西藏地区因部分数据不全，没有纳入样本之中）的三大产业GDP序列与国家预算资金GK的序列进行协回归，建立如下资本形成结构模型：GDPi,t=C+GKi,t同时我们为了考察资本形成的区域差异，我们建立如下模型:GDPi,t=C+GKi,t+central*GKi,t+west*GKi,t+i,t表6 GDP与GK模型回归结果变量(1)(2)(3)(4)C5.9432*(80.9337)5.8953*(77.5101)5.9402*(75.7102)5.8956*(74.8642)GK0.5684*(37.8811)0.5500*(33.4442)0.5662*(27.8284)0.5289*(20.4103)central*GK0.0102(0.3306)0.0475(1.3642)west*GK0.0770*(2.1694)0.0981*(2.4093)R-squared0.97180.97190.97160.9705注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，滞后期的选择根据 AIC 和 SC 信息准则来确定，下文的回归结果将使用相同的原理。模型(1)反映了国家预算内资金与地区经济总量之间的关系，模型拟合优度较好，t检验通过，变量序列GDP与GK存在协整关系（见表7.14），具有一定的经济意义，它表示我国各省市国家预算内资金每增长1%，名义GDP将增长0.5684%。对于模型(2)、模型(4)，west与GK交叉项t检验通过，反应了西部地区资本形成的国家预算渠道相比其他地区存在差异，交叉项回归系数为正，则说明了西部地区与东部，东部和中部地区相比，国家预算内资金对GDP具有更好的拉动效果。B为了使结果更加可靠，同时，研究GK与第二产业GDP之间的关系，我们建立如下模型:GDPi,t=C+GKi,tGDPi,t=C+GKi,t+central*GKi,t+west*GKi,t+i,t表7 第二产业GDP与GK模型回归结果变量(5)(6)(7)(8)C4.8655*(53.6141)4.8362*(49.4633)4.9261*(52.9163)4.8314*(50.8811)GK0.6313*(34.0433)0.6056*(28.3145)0.5948*(24.4797)0.5487*(18.9956)central*GK0.0863*(2.3909)0.1324*(3.3619)west*GK0.0865*(1.9043)0.1434*(2.9012)R-squared0.96620.96540.96700.9654模型(5)、模型(6)、 模型(7)、模型(8)主要侧重于考查GDP与第二产业之间的关系。通过模型(5)我们可以看出，国家预算内资金与第二产业产值之间存在较强的相关性，同时变量序列GDP2与GK通过了协整检验（见表7），表示国家预算内资金与第二产业产值存在长期关系，模型具具有一定的经济意义，它表示我国各省市国家预算内资金每增长1%，第二产业GDP将增长0.6313%。对于模型(6)、模型(7)、模型(8)，central与GK、west与GK交叉项均通过了t检验，且各项回归系数为正，这表示我国中部地区和西部地区，国家预算内资金对于第二产业拉动效应非常明显。C对于第三产业GDP与GK之间的关系，我们建立如下模型:GDPi,t=C+GKi,tGDPi,t=C+GKi,t+central*GKi,t+west*GKi,t+i,t表8 第三产业GDP与GK模型回归结果变量(9)(10)(11)(12)C4.9905*(71.5661)4.9786*(71.1564)4.9699*(68.0158)4.9626*(68.5110)GK0.5742*(40.2771)0.5519*(33.1572)0.5865*(30.9129)0.5568*(20.8322)central*GK-0.0289(-1.0057)0.0008(0.0218)west*GK0.0671*(2.1548)0.0623*(1.6584)R-squared0.97470.97480.97490.9744回归模型(9)拟合较好，t检验通过，同时第三产业GDP与GK存在协整关系（见表7.16），具有一定的经济意义，它表示我国各省市国家预算内资金每增长1%，名义GDP将增长0.5742%，低于第二产业的0.6313%，国家预算内资金对第三产业拉动效果要小于第二产业。模型(10)、模型(12)中 west*GK项均通过了t检验，而模型(11)、模型(12)中central*GK均未通过t检验，也就是说，西部地区政府预算对第三产业拉动效果相对于我国其他地区更明显。2.2.4 小结整体来看，国家预算内资金与地区GDP存在长期关系，我国各省市国家预算内资金每增长1%，名义GDP将增长0.5684%。国家预算资金对第二产业贡献要大于第三产业，对整体经济的直接贡献较为显著。中、西部地区政府预算资金对第二产业带动作用要高于东部，这可能是中、西部地区第二产业基础较东部地区薄弱，产业资本相对于发达地区更为稀缺。对于西部地区，国家预算资金在地区资本形成机制中所占地位最高，不仅表现在区域资本形成中占比高于东部和中部，其对经济的拉动效果也更加显著，尤其是对第三产业拉动效果也要好于东、中部地区。这从侧面反映了我国政府近年来向西部地区倾斜的预算资金，确实弥补了西部地区其他资本形成渠道的不完善，促进了经济的协调发展。2.3 国内贷款资金对经济增长相关性分析2.3.1 单位根检验为防止伪回归，我们使用Eviews6.0软件，采用LLC、IPS、Fisher ADF、Fisher PP四种单位根检验方法对我国2003年到2010年的GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）以及国家预算内资金（NK）的数据序列以及它们的一阶差分序列进行面板单位根检验。各变量检验结果见下表所示：表9 国内贷款资金和三大产业GDP平稳性检验序列LLCIPSFisher ADFFisher PP结论NK-7.2000(0.0000)0.8837(0.8116)42.2967(0.9597)69.3458(0.1914)非平稳GDP-11.0283(0.0000)-0.0522(0.4792)62.5101(0.3872)114.4090(0.0000)非平稳GDP2-9.7664(0.0000)0.0389(0.5155)61.6722(0.4160)112.6820(0.0000)非平稳GDP3-8.7414(0.0000)0.6862(0.7537)43.2295(0.9495)66.1344(0.2735)非平稳NK-12.2840(0.0000)-3.6492(0.0001)115.7460(0.0000)151.3120(0.0000)平稳GDP-15.8295(0.0000)-5.6181(0.0000)151.4460(0.0000)217.2950(0.0000)平稳GDP2-14.6235(0.0000)-5.5290(0.0000)149.2580(0.0000)183.5190(0.0000)平稳GDP3-12.0483(0.0000)-3.1069(0.0009)104.6900(0.0003)135.9180(0.0000)平稳结果显示，在给定5显著性水平下，NK、GDP、GDP2、GDP3序列都不能拒绝原假设，可以认为是非平稳序列，再对他们的一阶差分序列进行检验，结果显示在给定5显著性水平下，均拒绝原假设，即为一阶差分序列平稳。综上所述， NK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，故存在协整的可能，我们对此进行检验。2.3.2 协整检验经过面板的单位根检验之后，我们发现三大产业GDP和国内贷款资金NK之间都有存在协整的可能，依前述分析，NK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，使用Eviews6.0采用Kao检验方法分别对各产业GDP和国内贷款资金NK构成的模型进行残差数列协整检验。检验结果列于下表。表10 三大产业GDP和国内贷款资金NK的协整检验-Kao模型StatisticProb结论GDP，NK-6.32400.0000存在协整关系GDP2，NK-6.20250.0000存在协整关系GDP3，NK-6.01770.0000存在协整关系注：Kao 检验的原假设为变量之间不存在协整关系。检验结果表明，在 5%的显著性水平下，GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）序列各自与国内贷款资金（NK）序列全部拒绝“不存在协整关系”的原假设，即GDP、GDP2、GDP3分别与NK变量存在协整关系。2.3.3 回归分析A用OLS法对全国30个省市（西藏地区因部分数据不全，没有纳入样本之中）的三大产业GDP序列与国家预算资金GK的序列进行协回归。资本形成的贷款渠道在资本形成机制中占有重要的地位，为了研究国内贷款资本形成渠道与经济之间关系，我们建立如下模型：GDPi,t=C+NKi,tGDPi,t=C+NKi,t+central*NKi,t+west*NKi,t+i,t表11 GDP与NK模型回归结果变量(1)(2)(3)(4)C3.6506*(28.2913)3.6772*(28.3537)3.6487*(27.9977)3.6942*(28.5382)NK0.8188*(39.2583)0.7996*(29.8772)0.8036*(34.7165)0.7514*(23.8468)central*NK0.0596(1.1336)0.1118*(1.9677)west*NK0.0437(1.0239)0.0919*(2.0042)R-squared0.9793490.9788710.9794870.9789国内贷款与GDP的回归模型（1）显示，资本形成的国内贷款渠道对经济的具有明显的影响，模型通过了协整检验，变量序列GDP与NK存在协整关系，模型具有明确的经济意义，它表示我国各地区资本形成的国内贷款渠道资金每增长1%，名义GDP将增长0.8188 %。整体来说，我国各地区国内贷款区域差异性不大，模型（4）中west*GK项和central*GK，虽然通过了显著性检验，但模型（2）、模型（3）中却未通过显著性检验。因此我们认为我国各地区之间贷款渠道资本形成机制差异不大。B下面研究NK和第二产业GDP的关系，建立模型为：GDPi,t=C+NKi,tGDPi,t=C+NKi,t+central*NKi,t+west*NKi,t+i,t表12 第二产业GDP与NK模型回归结果变量(5)(6)(7)(8)C2.4210*(15.9053)2.4984*(16.6097)2.4122*(15.9398)2.4597*(16.8300)NK0.8929*(36.2833)0.8446*(27.7413)0.8611*(31.8894)0.7665*(23.5592)central*NK0.1279*(2.1088)0.2226*(3.5095)west*NK0.1051*(2.0813)0.1832*(3.5321)R-squared0.9775610.976710.9776590.976938通过模型(5)我们可以看出国内贷款第二产业产值存在较强的相关性，协整检验显示第二产业GDP与NK存在协整关系，模型具有明确的经济意义，它表示我国各地区资本形成的国内贷款渠道资金每增长1%，第二产业GDP将增长0.8929 %。模型(6)、模型(7)、模型(8)则重点考察了国内贷款渠道资本形成机制的区域差异，central与GK、west与GK交叉项均通过了t检验，且各项回归系数为正，这表示国内贷款渠道资本形成机制的区域差异较为明显，东部国内贷款资金对于第二产业产值影响要弱于中部和西部。C下面研究NK和第三产业GDP的关系，建立模型为：GDPi,t=C+NKi,tGDPi,t=C+NKi,t+central*NKi,t+west*NKi,t+i,t表13 第三产业GDP与NK模型回归结果变量(9)(10)(11)(12)C2.8988*(24.9730)2.8778*(24.6345)2.9036*(24.6978)2.8904*(24.4822)NK0.7908*(42.1492)0.8089*(33.2034)0.7858*(37.2578)0.8084*(26.5607)central*NK0.0160(0.3423)-0.0066(-0.1272)west*NK-0.0433(-1.1400)-0.0428(-1.0147)R-squared0.98030.98050.98030.9805模型（9）是第三产业GDP与NK的回归，模型T检验通过，但NK回归系数为0.7908，即NK增长1%第三产业GDP将增长0.7908%，与第二产业的0.8929%存在较大的差距，贷款对第三产业支撑效果较第二产业要小很多。同时，模型(10)、模型(11)、模型(12)各交叉项的t检验均未通过，交叉项都不显著，表明在渠道方面，区域差异都不明显。2.3.4 小结整体来说，我国资本形成中贷款渠道的资本形成对全国经济影响最为明显，贷款增加对经济形成的拉动效果也最为强烈，全国各地区国内贷款渠道资金每增长1%，地区GDP将增长0.8188 %。同时，在资本形成渠道中，国内贷款对第二产业影响更加明显，并且呈现区域性差异，其对于东部地区影响要弱于中部和西部地区。各地区贷款渠道资金每增长1%，地区第二产业产值将增长0.8929%。2.4 自筹资金对经济增长相关性分析2.4.1 单位根检验使用Eviews6.0软件，采用LLC、IPS、Fisher ADF、Fisher PP四种单位根检验方法对我国2003年到2010年的GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）以及自筹资金（ZK）的数据序列以及它们的一阶差分序列进行面板单位根检验。各变量检验结果见下表所示：表14 自筹资金和三大产业GDP平稳性检验序列LLCIPSFisher ADFFisher PP结论ZK-7.7324(0.0000)0.6933(0.7559)49.3385(0.8354)92.3184(0.0046)非平稳GDP-11.0283(0.0000)-0.0522(0.4792)62.5101(0.3872)114.4090(0.0000)非平稳GDP2-9.7664(0.0000)0.0389(0.5155)61.6722(0.4160)112.6820(0.0000)非平稳GDP3-8.7414(0.0000)0.6862(0.7537)43.2295(0.9495)66.1344(0.2735)非平稳ZK-12.3168(0.0000)-3.9898(0.0000)122.4080(0.0000)162.6440(0.0000)平稳GDP-15.8295(0.0000)-5.6181(0.0000)151.4460(0.0000)217.2950(0.0000)平稳GDP2-14.6235(0.0000)-5.5290(0.0000)149.2580(0.0000)183.5190(0.0000)平稳GDP3-12.0483(0.0000)-3.1069(0.0009)104.6900(0.0003)135.9180(0.0000)平稳在给定5显著性水平下，ZK、GDP、GDP2、GDP3序列都不能拒绝原假设，可以认为是非平稳序列，再对他们的一阶差分序列进行检验，结果显示在给定5显著性水平下，均拒绝原假设，即为一阶差分序列平稳。综上所述， ZK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，故存在协整的可能，我们对此进行检验。2.4.2 协整检验经过面板的单位根检验之后，我们发现三大产业GDP和自筹资金ZK之间都有存在协整的可能，依前述分析，ZK、GDP、GDP2、GDP3序列均一阶单整，使用Eviews60采用Kao检验方法分别对各产业GDP和自筹资金ZK构成的模型进行残差数列协整检验。检验结果列于下表：表15 三大产业GDP和自筹资金ZK的协整检验-Kao模型StatisticProb结论GDP，ZK-4.74370.0000存在协整关系GDP2，ZK-5.84590.0000存在协整关系GDP3，ZK-3.69370.0001存在协整关系注：Kao 检验的原假设为变量之间不存在协整关系。检验结果表明，在 5%的显著性水平下，GDP（国民生产总值）、GDP2（第二产业GDP）、GDP3（第三产业GDP）序列各自与自筹资金（ZK）序列全部拒绝“不存在协整关系”的原假设，即GDP、GDP2、GDP3分别与ZK变量存在协整关系。2.4.3 回归分析 A目前我国，资本形成中自筹资金占比最高，为了研究自筹资金资本形成渠道与经济之间关系，建立如下模型：表16 GDP与ZK模型回归结果变量(1)(2)(3)(4)C3.6736*(62.8391)3.6646*(60.0840)3.6353*(54.9377)3.6320*(54.6180)ZK0.6785*(86.2821)0.6584*(71.6337)0.7248*(63.7594)0.7285*(45.4678)central*ZK-0.1490*(-8.9005)-0.1528*(-7.5572)west*ZK0.0635*(3.3917)-0.0067(-0.2934)R-squared0.99150.99130.99270.9928目前我国资本形成中，自筹资金占资本形成的主导地位，自筹资金对区域经济的影响也非常明显，通过模型（1）回归结果，我们可以看到回归方程R2较大，各系数t检验通过，变量序列GDP与ZK存在协整关系（见表16），说明模型拟合效果好，具有明确的经济意义，它表示我国各省市自筹资金每增长1%，名义GDP将增长0.6785%。 同时模型(3)、模型(4)各交叉项的t检验通过，表示自筹资金对经济的影响存在区域性差异。模型(3)、模型(4)中，central*ZK交叉项回归系数均为负值，也就是说中部地区，也就是说中部地区资本形成的自筹资金渠道较东部存在一定差距，甚至落后于西部地区。模型（4）中west*ZK回归项t检验不通过，但模型（2）中检验通过，并且考虑，也很难说。B下面分析自筹资金和第二产业GDP之间的关系：表17 第二产业GDP与ZK模型回归结果变量(5)(6)(7)(8)C2.4069*(34.9640)2.3704*(33.6126)2.3534*(29.4526)2.3520*(31.4384)ZK0.7452*(80.4677)0.7034*(76.0953)0.7829*(55.9924)0.7317*(47.4446)central*ZK-0.1103*(-5.7456)-0.0591*(-2.9111)west*ZK0.1388*(5.9292)0.1105*(4.1769)R-squared0.99250.99240.99280.9930从第二产业产值替代国民生产总值的模型（5）回归结果中，我们可以得到类似上部分的结论，模型拟合效果同样较好，具有明确的经济意义，它表示我国各省市自筹资金每增长1%，第二产业GDP将增长0.7452%。 在模型(6)、模型(7)、模型(8)回归结果中，所有模型的R2都较大，且各交叉项均通过t检验，说明自筹资金对于第二产业产值影响的区域性差异更为明显。对于模型(3)、模型(4)中的c