楊妍妍 孫秋霞 高齊圣

（1.青島大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266071；2.山東科技大學 理學院，山東 青島 266510）

1 研究背景

自1990年以來，我國經(jīng)濟增長經(jīng)歷了幾次大的波動，經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變是保增長的實質(zhì)，即經(jīng)濟增長形式的轉(zhuǎn)型成功與否決定著保增長目標的實現(xiàn)情況.目前普遍認為啟動內(nèi)需是推動我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的主要方法.內(nèi)需包括投資和消費，消費和投資如何拉動經(jīng)濟增長？它們之間關系的合理有效分析是進行經(jīng)濟增長方式選擇或轉(zhuǎn)型的關鍵.因此研究消費、投資與經(jīng)濟增長的關系有著重要的現(xiàn)實意義.

近年來，有關消費、投資與經(jīng)濟增長關系的研究很多，取得了許多有價值的結論.孟昊［1]指出消費與投資對中國經(jīng)濟增長具有重要作用，而且兩者具有聯(lián)動的效應，并采用線性回歸模型對我國消費與投資對經(jīng)濟增長的貢獻進行了計量分析，得出當期消費對當期經(jīng)濟增長的影響大于當期投資的影響以及投資的影響有其滯后性的結論，最后指出我國要實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)增長，根本方法在于擴大需求，刺激消費，并提出了刺激消費的舉措.蔣平［2]基于凱恩斯模型，利用對數(shù)回歸模型計算得出實踐中我國的GDP與消費、投資、進口、出口4個變量之間量的關系和增長率的關系，指出擴大內(nèi)需是促進經(jīng)濟增長的不變真理，無論從量還是從增長率來看，消費對產(chǎn)出的影響都是最大的，投資仍可以擴大，但須謹慎.國家統(tǒng)計局課題組［3]通過計算貢獻率分析了投資和消費拉動經(jīng)濟增長的情況，深入剖析了我國投資主導經(jīng)濟增長的深層原因及不良后果，并分析了國際上一些國家經(jīng)濟增長從投資主導型向消費主導型轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實途徑.可以看出，認清我國投資消費的具體現(xiàn)狀，對于如何有效實現(xiàn)經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型起著基礎性的作用.賀鏗等［4]全面分析了投資率、消費率與經(jīng)濟增長率的變動軌跡，揭示了投資率、消費率與經(jīng)濟增長率的客觀關系，得出了我國消費的需求效應大于投資的需求效應的結論.許永兵［5]通過數(shù)學模型驗證了三大需求與經(jīng)濟增長的關系，指出三大需求的變化與經(jīng)濟增長均呈現(xiàn)正向密切相關關系.同時，消費對經(jīng)濟增長具有主導作用，消費需求還是阻止經(jīng)濟劇烈波動的穩(wěn)定力量.李占風，袁知英［6]通過建立聯(lián)立方程模型以及相應脈沖函數(shù)，對我國歷史數(shù)據(jù)進行了實證分析，揭示了我國改革開放以來消費、投資、進出口與經(jīng)濟增長之間的關系.任碧云［7]在文中通過分別計算城鄉(xiāng)投資率與消費率，得出結論：當前城市主要表現(xiàn)為消費不足，農(nóng)村則主要是投資不足.基于此結論提出了在城市應當重點啟動消費，在農(nóng)村應當優(yōu)先增加政府投資的主張.

從以上文獻可以看出，文獻［1－3]利用單方程模型，把消費、投資、進口與出口看作是外生變量，將產(chǎn)出GDP作為內(nèi)生變量，只能描述消費、投資、進口與出口對產(chǎn)出GDP之間的單向因果關系，即若干解釋變量的變化引起被解釋變量變化.但是現(xiàn)實經(jīng)濟系統(tǒng)是錯綜復雜的，這種處理忽略了經(jīng)濟系統(tǒng)中變量間的內(nèi)在聯(lián)系，使得參數(shù)估計存在一定程度的偏差，從而無法準確地描述消費、投資、進口和出口對經(jīng)濟增長的影響.要描述消費、投資、進口、出口與產(chǎn)出GDP之間存在交錯的雙向或者多向因果關系，必須利用聯(lián)立方程模型來研究復雜的經(jīng)濟現(xiàn)象.文獻［6]采用了聯(lián)立方程模型，但是沒有考慮文獻［7]中提到城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟結構特征，以及由此產(chǎn)生的城鄉(xiāng)投資消費關系的差異，不利于我國城鄉(xiāng)投資與消費策略的制定.

因此本文從我國城鄉(xiāng)投資和消費的數(shù)據(jù)出發(fā)，通過建立聯(lián)立方程模型主要分析城鎮(zhèn)和農(nóng)村的投資、消費與經(jīng)濟增長之間的相互作用關系，并通過引入投資、消費和總產(chǎn)出的滯后變量來反映變量間的動態(tài)影響.根據(jù)模型分析，給出相應結論，為調(diào)整我國投資消費的失調(diào)關系提供理論依據(jù).

2 變量選取與模型的構建

本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y），最終消費支出C，其中包括：城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費支出（C1，C2），和政府消費支出（G），城鎮(zhèn)固定投資和農(nóng)村固定投資（I1，I2），進口、真實出口（M，E）作為研究對象.假設政府消費（G）和真實出口E為外生變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費、固定投資和進口為內(nèi)生變量，如果將居民消費和固定投資兩部分按城鄉(xiāng)進行細分，則國內(nèi)生產(chǎn)總值的均衡方程設為

在現(xiàn)實經(jīng)濟社會中，居民消費支出往往決定于當期的收入水平以及消費者自身的消費習慣，故可將當期總產(chǎn)出和前期消費值引入模型中，建立消費方程：

同時，投資一般分為引致投資和自發(fā)投資兩部分，前者通常是由于國民收入的變動而引起的，顯然會受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響；后者則是由于一些外生因素的變動所引起的，往往會對前期投資進行適當?shù)恼{(diào)整，因此可將上一期總產(chǎn)出的改變量和前期投資額納入模型，建立投資方程：

另外，進口貿(mào)易受到國內(nèi)消費需求的影響較多，當然，當期的收入也對其產(chǎn)生必然的制約作用，因此可以確定進口方程為

可以看出式（1）（3）是遞歸方程組，式（3）可以直接代入方程（1），再結合方程（2）（4），建立聯(lián)立方程模型：

其中，λ0＝γ1＋μ1，λ1＝γ2＋μ2，ΔY＝Yt－1－Yt－2.

經(jīng)整理，模型（5）第一個方程的簡化式為

3 聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計及分析

3.1 數(shù)據(jù)的預處理

本文數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒2010，樣本區(qū)間為1996～2009年的年度數(shù)據(jù)（鑒于按城鄉(xiāng)分全社會固定投資數(shù)據(jù)自1995年開始）.Y取支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值，C1，C2分別是城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費支出，G為政府消費支出，I1，I2分別是城鎮(zhèn)、農(nóng)村的固定投資總額（注意：固定資本形成總額因數(shù)據(jù)統(tǒng)計方式無城鄉(xiāng)區(qū)別，此處用全社會固定投資代替），M，E分別為進口和真實出口總額（采用以人民幣為單位的數(shù)據(jù)）.為了消除物價變動對以上各變量的影響，以便數(shù)據(jù)具有可比性，利用商品零售價格總指數(shù)（1995＝100）對國內(nèi)生產(chǎn)總值和進出口總額進行平減，利用居民消費價格指數(shù)對國家消費和居民消費（分別用城市居民消費價格指數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)）進行換算，投資數(shù)據(jù)利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行換算.

3.2 模型的參數(shù)估計與分析

3.2.1 聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計及分析

首先利用2SLS方法估計聯(lián)立方程模型（5）.由于本文目的在于主要研究投資、消費對經(jīng)濟增長的拉動作用，因此下面估計GDP的簡化方程（6），得到：

式中，adjR2＝0.999 5，D.W.＝2.45，說明該方程的擬合優(yōu)度很好，同時顯示了殘差序列不相關，即數(shù)據(jù)中的相關信息得到了充分的提取.由于簡化方程的參數(shù)表示的是前生變量對內(nèi)生變量的直接影響和間接影響的總和，故由上式可知，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的前期消費分別每增加1元，當期產(chǎn)出分別增加0.28元和1.97元；而城鎮(zhèn)和農(nóng)村的前期投資分別每增加1元，當期產(chǎn)出分別增加0.31和1.06元；當期政府消費每增加1元，會帶來當期產(chǎn)出增加2.86元；當期出口貿(mào)易每增加1元，當期產(chǎn)出增加0.86元；另外上一期的國民收入的改變量即前期的經(jīng)濟發(fā)展水平也對當期產(chǎn)出產(chǎn)生影響，前期產(chǎn)出額凈增量為1元，當期產(chǎn)出相應增加0.41元.分析以上實證結果可以看出，我國農(nóng)村的居民消費和固定投資對經(jīng)濟增長的綜合影響相對城鎮(zhèn)的居民消費和固定投資對經(jīng)濟增長的綜合影響較大些；政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用比居民消費強一些，同時相對整體投資對經(jīng)濟增長的貢獻，整體消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻更為明顯.另外，城鎮(zhèn)的消費與投資在推動經(jīng)濟增長方面，其貢獻相差不多；而農(nóng)村的消費對經(jīng)濟的拉動作用較投資的作用將近高出一倍.

從我國城鄉(xiāng)各自的固定資產(chǎn)投資增長率看，1996～2009年城鎮(zhèn)固定投資額年均增長率比農(nóng)村高出5%左右，分別為20.26%和14.38%；全社會固定資產(chǎn)投資總額投向城鎮(zhèn)的比例平均約占81.98%，而投向農(nóng)村的平均只有18.02%，且這種城鎮(zhèn)與農(nóng)村的差距增大的趨勢仍在進一步發(fā)展，因此，我國投資的現(xiàn)狀是城鎮(zhèn)的投資相對過熱，而農(nóng)村的投資明顯太少.結合以上實證，可以看出盡管農(nóng)村投資的數(shù)額比例和增長率均較小，但其對經(jīng)濟的推動作用明顯，因此在制定相應政策時，必須基于這一事實，加強農(nóng)村的投資力度，以縮小城鄉(xiāng)投資差距，進而促進經(jīng)濟快速平穩(wěn)發(fā)展.

就消費而言，居民消費總額中城鎮(zhèn)居民消費所占比例由1996年的57.1%上升到2009年的72.82%，而農(nóng)村居民消費額所占的比例則由42.9%下降到27.18%.通過比較實證結果和數(shù)據(jù)分析，可以看出：農(nóng)村居民消費的數(shù)額比例較小，但其對經(jīng)濟的拉動作用非常明顯，遠高于農(nóng)村投資、城鎮(zhèn)消費及投資的促進作用.而我們知道，制約農(nóng)民消費的主要因素就是農(nóng)村的生產(chǎn)力偏低，農(nóng)民的收入偏低，因此增加農(nóng)村投資，提高農(nóng)民收入，啟動農(nóng)村消費，可以更有效地促進經(jīng)濟發(fā)展.

城鎮(zhèn)與農(nóng)村的消費方程分別為

由上式可以看出，總產(chǎn)出每增加1元，城鎮(zhèn)、農(nóng)村的居民消費支出分別增加0.03元、0.02元；而前期的消費值每增加1元，城鄉(xiāng)居民消費支出分別增加0.95元、0.54元，自適應預期的調(diào)整系數(shù)分別為0.05和0.46，說明城鎮(zhèn)居民消費行為由短期向長期的調(diào)整幅度比農(nóng)村居民小得多；相對于經(jīng)濟增長，消費者的消費習慣對消費的支出影響更大一些，因此要啟動消費，尤其是啟動農(nóng)村的居民消費，應以提高農(nóng)民生活質(zhì)量，養(yǎng)成理性消費習慣為原則.

進口方程為

以上方程說明：當期政府消費支出是拉動進口貿(mào)易的主要力量，同時當期產(chǎn)出每增加1元，會帶來進口增加0.95元，而居民消費對進口產(chǎn)生負相關影響，當城鄉(xiāng)居民消費分別每增加1元時，進口則分別減少3.99元、11.74元.

3.2.2 投資方程的參數(shù)估計及分析

利用OLS估計方程組（2）的系數(shù)，可以得到城鎮(zhèn)與農(nóng)村的投資方程為

該方程的各項系數(shù)均可以通過檢驗，可見上一期總產(chǎn)出的改變量會對投資產(chǎn)生顯著影響，其中對城鎮(zhèn)投資的影響相對農(nóng)村投資來講，要高出兩倍之多.而投資行為的調(diào)整系數(shù)城鄉(xiāng)的差別也較大，分別為0.11、0.45，這與農(nóng)村投資的抗風險能力較弱是分不開的.在城鎮(zhèn)，前期總產(chǎn)出的增長量和前期投資量對當期投資的影響相當；而在農(nóng)村，前者的力量明顯弱于其在城鎮(zhèn)的表現(xiàn)，且顯著小于投資活動的延續(xù)性.

4 結 論

本文基于我國1996～2009年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，引入帶有滯后項的聯(lián)立方程模型，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的投資和消費、國家消費支出以及真實出口對經(jīng)濟增長的影響、經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)投資和消費的影響、政府消費和居民消費對進口貿(mào)易的影響進行分析，得出以下結論：

1）經(jīng)濟增長同時受居民消費、投資、政府消費和真實出口的影響，它們都是促進經(jīng)濟增長的重要因素，隨著滯后期的增加影響逐漸增強.從影響程度上看，就平均而言政府消費影響最大，當期的政府消費增加一個單位會導致產(chǎn)出增長2.86個單位.因此，政府消費的適度增加是促進經(jīng)濟增長的重要手段之一.農(nóng)村的居民消費和投資次之，農(nóng)村的前期消費和農(nóng)村的前期投資分別增加一個單位，當期產(chǎn)出分別增加1.97個單位和1.06個單位，故農(nóng)民消費和農(nóng)村投資的增長將成為促進經(jīng)濟增長的最有效手段.

2）相對城鎮(zhèn)而言，農(nóng)村的消費和投資對經(jīng)濟增長的拉動作用明顯較大，而農(nóng)村的投資和消費的絕對數(shù)卻相對較少.所以，應該在城鎮(zhèn)和農(nóng)村采取不同的投資消費策略，其重心應該是：穩(wěn)定城鎮(zhèn)發(fā)展規(guī)模，著力增加農(nóng)村的各項投資；擴大農(nóng)民的消費需求的重點應放在改善農(nóng)民收入的前提下.通過一系列舉措，增加農(nóng)民的收入，提高農(nóng)民生活質(zhì)量，進而拉動農(nóng)民的消費支出.

3）經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)的消費、投資以及進口貿(mào)易均有直接的正向影響，其中經(jīng)濟增長對進口貿(mào)易的影響最大，當期產(chǎn)出每增加一個單位，會帶來進口增加0.95個單位；對城鄉(xiāng)居民消費的影響相對最小.

4）從城鎮(zhèn)與農(nóng)村的消費來看，前期消費對城鄉(xiāng)居民的當期消費均有影響，且對城鎮(zhèn)居民的影響相對農(nóng)村居民要大一些，前期消費值每增加一個單位，城鄉(xiāng)居民消費支出分別增加0.95個單位和0.54個單位.進而可知大力拉動農(nóng)村消費還是推動經(jīng)濟增長最直接的方式.

總而言之，基于上述分析，可知城鎮(zhèn)存在投資偏多，消費額比例偏大，而農(nóng)村存在投資不足和農(nóng)民收入偏低消費比例偏小.進而認為中國未來經(jīng)濟增長的動力將主要來自于農(nóng)村，因此應該增加農(nóng)村投資，增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民生活質(zhì)量，以此推動我國經(jīng)濟快速健康地增長.

［1]孟 昊.消費與投資對中國經(jīng)濟增長貢獻的比較分析［J].生產(chǎn)力研究，2006（11）：22－23.

［2]蔣 平.我國經(jīng)濟增長三大影響因素實證分析［J].商業(yè)時代，2007（9）：4－5.

［3]國家統(tǒng)計局課題組.如何實現(xiàn)經(jīng)濟增長向消費拉動為主的轉(zhuǎn)變［J].統(tǒng)計研究，2007（3）：3－12.

［4]賀 鏗，李魯陽.投資、消費與經(jīng)濟增長［M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2006.

［5]許永兵.消費需求影響經(jīng)濟增長的實證研究［J].經(jīng)濟與管理，2006（5）：5－8.

［6]李占風，袁知英.我國消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長［J].統(tǒng)計研究，2009（2）：39－42.

［7]任碧云.略論二元經(jīng)濟結構下投資與消費關系的調(diào)整［J].現(xiàn)代財經(jīng)，2009（2）：8－12.