李業(yè)明

(廣東省科技干部學院黨委辦公室，廣東廣州510640)

一、引 言

改革開放至今30多年以來，我國經(jīng)濟發(fā)展迅速，珠三角地區(qū)作為率先享受國家優(yōu)惠政策的地區(qū)，依靠發(fā)展外向型經(jīng)濟，經(jīng)濟發(fā)展速度驚人，成為全國經(jīng)濟的領(lǐng)頭羊。但是2008-2009年全球金融危機給這種以外向型經(jīng)濟為主導的經(jīng)濟體帶來沉重打擊。這種外生的風險給珠三角帶來的沖擊不能單純從改變生產(chǎn)要素的投入來抵抗，必須依靠需求結(jié)構(gòu)，從消費、投資和出口幾方面綜合考慮經(jīng)濟增長，尤其是在國家擴大內(nèi)需的政策背景下，消費與投資將成為拉動增長的重要力量?；谙M和投資對GDP增長的貢獻，本文以消費率①本文采用最終消費占GDP的比重表示消費率，這里的消費包括政府消費和私人消費。、投資率②本文采用資本形成總額占GDP的比重來表示投資率，資本形成總額包括固定資產(chǎn)形成總額與存貨增加。和經(jīng)濟增長率這三個變量來構(gòu)造VAR模型，研究消費率、投資率與經(jīng)濟增長率之間的動態(tài)相關(guān)性。本文樣本數(shù)據(jù)選取自1978-2010年的年間數(shù)據(jù)③數(shù)據(jù)來源為《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》與《中國統(tǒng)計年鑒》。y表示經(jīng)濟增長率，i表示投資率，c表示消費率。，用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的增長率來表示經(jīng)濟增長率。珠三角投資率、消費率的變化呈現(xiàn)以下特征:一是投資率和消費率基本上都圍繞80%上下波動，這說明珠三角的投資率、消費率具有一定的穩(wěn)定性;二是總體上，投資率始終與消費率相差不多;三是在經(jīng)濟高速增長時期，表現(xiàn)為投資率稍微偏高和消費率稍微偏低。

從投資率、消費率對經(jīng)濟增長的貢獻看，2001年以來，珠三角經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出投資、消費協(xié)同拉動的趨勢比較明顯，但近年來消費貢獻率逐步提高，經(jīng)濟增長對消費性依賴性越來越強。在2008-2009年金融危機的沖擊下，政府對珠三角也采取了一系列的投資措施，雖保證了珠三角經(jīng)濟比較平穩(wěn)較快的增長，但也增強了經(jīng)濟增長對投資的依賴性，這給珠三角中長期的結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變帶來了一些負面影響。

二、數(shù)據(jù)與模型

(一)VAR模型

構(gòu)建VAR模型并用模型分析自變量對因變量影響的優(yōu)點是不需要預(yù)先對模型中每個變量的內(nèi)生性質(zhì)和外生性質(zhì)作出假定，而且VAR一般是用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析隨機擾動變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，這樣有便于解釋各種經(jīng)濟因素對經(jīng)濟變量形成的動態(tài)影響效應(yīng)。VAR模型如下:

在式(1)中，xt=［yt.it，ct］1表示經(jīng)濟增長率、投資率以及消費率組成的向量集合，p表示模型中的滯后階數(shù)，β0表示截距項，β1(i=1，2，…，p)為模型中的常數(shù)項矩陣，εt=［ε1t，ε2t，ε3t］為模型中的隨機誤差擾動向量，三個分量 ε1t，ε2t和 ε3t分別是作用在經(jīng)濟增長率、投資增長率和消費率上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，各隨機擾動項序列之間可同期相關(guān)，但是與滯后值不存在相關(guān)，與其他變量也不存在相關(guān)性。

(二)數(shù)據(jù)的時間序列特征

1.變量平穩(wěn)性檢驗

為減小異方差性的影響和實現(xiàn)非線性關(guān)系的線性化，我們對變量i，c，y進行對數(shù)處理。記lni為珠三角投資率的對數(shù)，lnc為珠三角消費率的對數(shù)，lny為珠三角經(jīng)濟增長率的對數(shù)。

由于VAR模型是必須建立在變量平穩(wěn)上或協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上，我們先對變量進行平穩(wěn)性檢驗。從1978-2010年投資率、消費率及經(jīng)濟增長率的對數(shù)的檢驗結(jié)果(見表1)可以看出，投資率、消費率及經(jīng)濟增長率的對數(shù)項都是平穩(wěn)的，從而可知it，ct，yt均為1階單整的單位根過程。

表1 時間序列l(wèi)ni，lnc，lny的單位根檢驗

2.模型結(jié)構(gòu)滯后期的選擇

在VAR模型中，我們必須確定其滯后階數(shù)，確定滯階數(shù)的檢驗結(jié)果如表2所示，我們得出合適的最大滯后期為2期。因此，我們建立以消費率、投資率以及經(jīng)濟增長率為系統(tǒng)的三元結(jié)構(gòu)VAR(2)模型。

表2 模型滯后期選擇

三、計量分析

(一)模型穩(wěn)定性檢驗

VAR模型平穩(wěn)的充要條件為特征方程|σ(L)-λ|=0的根都在單位圓之內(nèi)。從表3中可以看出VAR模型對應(yīng)的特征方程中，所有根不存在大于1的單位根。因此，我們建立的VAR(2)模型是穩(wěn)定的，這表示該系統(tǒng)穩(wěn)定。在5%的顯著性水平下，殘差項都滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)性和異方差性。

表3 VAR模型特征根的倒數(shù)值

(二)Granger因果分析和Johansen協(xié)整檢驗

從表4 Granger因果分析中可知，珠三角經(jīng)濟增長率是投資率變化的原因，同時經(jīng)濟增長率也是消費率變化的原因，但是投資率和消費率的變化并不是經(jīng)濟增長率的變化原因;在10%的顯著性水平下，投資率和消費率互為對方的原因，這表明隨著珠三角經(jīng)濟的快速增長以及市場化體制改革的不斷深化和市場化機制逐步完善，珠三角消費和投資的相互影響力在增強。

表4 Granger因果分析

接下來用Johansen協(xié)整檢驗方法來檢驗經(jīng)濟增長yt=lnyt-lnyt-1與投資lnct和lnct消費之間的長期協(xié)整關(guān)系。在使用Johansen檢驗來做協(xié)整檢驗分析時，VAR模型的干擾項必須是白噪聲，這個問題通過選擇VAR模型的相關(guān)變量做適當?shù)臏箅A數(shù)來實現(xiàn)。然后在運用Johansen協(xié)整檢驗來決定協(xié)整向量的個數(shù)并估計整個協(xié)整方程。最后基于變量之間存在的長期協(xié)整關(guān)系，我們建立向量誤差修正模型(VECM)來反映變量間的短期波動和長期均衡關(guān)系。

表5 Johansen協(xié)整檢驗

在表5中，在5%的顯著性水平上，跡檢驗統(tǒng)計量大于對應(yīng)臨界值，拒絕原假設(shè)H0，即接受至少存在一個協(xié)整關(guān)系。當H0假設(shè)為至多1個時，跡檢驗統(tǒng)計量小于對應(yīng)臨界值，則接受H0原假設(shè)。上述協(xié)整檢驗顯示:經(jīng)濟增長ln yt，投資率ln it和消費率ln ct三個變量之間存在一個長期協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程如下:

從式(2)可知，消費和投資對經(jīng)濟增長的影響均成正顯著性，即若增加1單位的消費，則可以帶動0.6271個單位的經(jīng)濟增長;若增加1單位的投資，則可以帶動0.2365個單位的經(jīng)濟增長。另外，從回歸方程中可以看到，消費對經(jīng)濟增長的貢獻是大于投資對經(jīng)濟增長的貢獻，這也與理論上的描述相符。

協(xié)整檢驗表明:珠三角經(jīng)濟增長ln yt，投資ln it和ln ct消費之間存在一個長期協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，我們建立相應(yīng)的VECM來考察ln yt，ln it和ln ct的短期動態(tài)過程和長期均衡機制。這里采用VAR模型中的滯后階數(shù)2做Johansen極大似然法估計的修正參數(shù)，其中VECM的具體形式如下:

從式(3)的估計結(jié)果可知:首先，方程(2)中有經(jīng)濟增長、投資的一階滯后項，這說明當期的經(jīng)濟增長對上一期的經(jīng)濟增長有一定的持續(xù)過程，前期的投資水平對當期的經(jīng)濟增長還會有一定的影響。政府增加投資時，導致資本存量增加，這會持續(xù)影響珠三角經(jīng)濟的增長。從回歸方程中可以看到，VECM中沒有出現(xiàn)消費的滯后項，這表明消費不是直接地對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，而是在長期間接地對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響?；貧w方程中的誤差修正系數(shù)是-0.2219，這個系數(shù)表示經(jīng)濟系統(tǒng)中偏離長期均衡的調(diào)整度;當經(jīng)濟中的短期波動偏離長期均衡時，在VECM模型中將以-0.2219的調(diào)整度將經(jīng)濟從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(三)VAR脈沖反應(yīng)

1.消費率對于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖1是三變量對消費率的脈沖響應(yīng)曲線圖。當在經(jīng)濟增長率沖擊下時，消費率從第1期到第3期內(nèi)持續(xù)上升，并在第3期達到最大值2.5%;然后，從第4期開始緩慢下降，并在第9期處于穩(wěn)態(tài)水平-1.1%。因此，在一定期間內(nèi)經(jīng)濟增長率對消費率的沖擊是先上升再下降。與經(jīng)濟增長率的沖擊相同，在一定程度上投資率沖擊會推動消費率上升。當投資率對消費率一個沖擊時，消費率的增長速度會上升，從圖1可見，消費率的增速在第5期達到最大4.4%，隨后稍微保持一段時間下降，最后達到穩(wěn)態(tài)2.1%。因此，短期內(nèi)的投資改變會引起消費的相應(yīng)調(diào)整。若消費率對自身沖擊，消費率從初始值3.0%迅速上升到第4期的5.4%;然后從第4期開始，消費率在4.5%的范圍內(nèi)上下波動，最后達到穩(wěn)定狀態(tài)。從分析中顯示，消費率對自身消費是非常穩(wěn)定的，與消費自身的特點相符合。

圖1 三變量對消費率的脈沖響應(yīng)曲線

2.投資率對于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖2是三變量對投資率的脈沖響應(yīng)曲線。珠三角投資帶動經(jīng)濟增長的態(tài)勢沒有改變。在投資率沖擊下，在1到3期，投資率從初始狀態(tài)迅速地增至8.6%;在第3期后，投資率下降到穩(wěn)態(tài)值2.3%。顯而易見，對于珠三角投資表現(xiàn)具有較強的可預(yù)測性。在前3期，投資率增長速度對自身沖擊比較明顯，表明投資增長率中規(guī)則性成分和可預(yù)期成分占主導地位。在消費率的沖擊下，在1至5期，投資增長速度上升達到最大值5.9%，然后下降，在第7期投資率達到穩(wěn)定狀態(tài)5.8%。在對投資率的三種沖擊中，珠三角的經(jīng)濟增長對投資的促進作用很大，但投資的擠出效應(yīng)較小，投資、消費之間形成比較好的良性互動結(jié)構(gòu)。

圖2 三變量對投資率的脈沖響應(yīng)曲線

3.經(jīng)濟增長率對于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖3描述的是三變量對經(jīng)濟增長率沖擊的脈沖響應(yīng)曲線。珠三角高速的經(jīng)濟增長是相對穩(wěn)定的。當給投資率一個正向沖擊之后，從1期到4期，經(jīng)濟增長率緩慢下降，其中，經(jīng)濟增長率在第9期下降達到穩(wěn)定狀態(tài)2.5%。我們可知，當投資率對經(jīng)濟增長率的沖擊后，珠三角經(jīng)濟增長率會在其潛在水平波動。當消費率對經(jīng)濟增長率沖擊之后，經(jīng)濟增長率在短期內(nèi)的變化趨勢與投資率大致相同。從上述分析可知，珠三角地區(qū)已經(jīng)從單純依賴投資拉動經(jīng)濟增長的增長模式轉(zhuǎn)化到投資和消費共同拉動、以消費為主拉動經(jīng)濟增長的模式上來了。

圖3 三變量對經(jīng)濟增長率的脈沖響應(yīng)曲線

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)對投資、消費及經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相關(guān)性作用機理分析得出:消費率的沖擊比投資率的沖擊對經(jīng)濟增長率的影響效應(yīng)更大，但是消費率和投資率的沖擊對經(jīng)濟增長率的短期動態(tài)演化過程是大體相同的;此外，在短期，投資率與消費率的增速沖擊對經(jīng)濟增長率具有顯著的促進作用，這與珠三角目前的高投資、高消費和高經(jīng)濟增長率的現(xiàn)狀是一致的。短期內(nèi)投資的變化會引起消費的相應(yīng)調(diào)整，而且調(diào)整的幅度是相當大的，這在一定程度上說明珠三角的投資效率高，對消費的引致作用強。為使珠三角的經(jīng)濟增長邁上一個更高臺的階，政府應(yīng)該正確引導珠三角的投資，從宏觀層面和微觀層面都要加強宏觀管理，進一步提高投資質(zhì)量，確保珠三角的經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展。