熊芬

內(nèi)容摘要：本文利用協(xié)整理論分析我國(guó)1978-2010年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)、投資之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。實(shí)證表明我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)、投資三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式一直以來(lái)是投資驅(qū)動(dòng)型，但是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)見(jiàn)效最快的是消費(fèi)。政府應(yīng)逐步形成消費(fèi)主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，通過(guò)啟動(dòng)消費(fèi)、影響投資最終達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。

關(guān)鍵詞：協(xié)整分析 單位根檢驗(yàn) Granger因果檢驗(yàn) 誤差修正模型

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大的變化，人民生活水平有了顯著提高，GDP 的年增長(zhǎng)率都在7% 以上。但是伴隨著工業(yè)化和城市化進(jìn)程，我國(guó)投資率逐步上升，最終消費(fèi)率卻相應(yīng)地逐步下降。2010年投資率為47.7%，比1978年上升了10.4個(gè)百分點(diǎn)，平均每年上升0.34 個(gè)百分點(diǎn)；最終消費(fèi)率為47.4%，比1978年下降了14.7個(gè)百分點(diǎn)，平均每年下降0.5個(gè)百分點(diǎn)。投資與消費(fèi)沒(méi)有按比率協(xié)調(diào)發(fā)展，這是我國(guó)現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)中的重大問(wèn)題。投資與消費(fèi)如何協(xié)調(diào)發(fā)展，不僅影響到當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，而且影響到經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的可持續(xù)性。在此情況下，研究投資、消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義?，F(xiàn)階段有很多分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)， 由于采用的研究方法和樣本的差異，學(xué)者們得出的結(jié)論各不相同。本文采用我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)（1978-2010年）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論、因果關(guān)系檢驗(yàn)以及誤差修正模型等方法，來(lái)實(shí)證分析我國(guó)消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)變化。

數(shù)據(jù)的選取和處理

本文分析所使用的數(shù)據(jù)取自1978-2010年的年度數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》），其中，GDP（支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，CON表示最終消費(fèi)支出，INV表示資本形成總額。為剔除物價(jià)變動(dòng)因素，對(duì)各年的名義變量用當(dāng)年的價(jià)格指數(shù)（以1978年為不變價(jià)格）進(jìn)行調(diào)整得到實(shí)際變量。另外，為消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，分別對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，分別用LGDP、LCON、LINV 來(lái)表示，其相應(yīng)的一階差分序列表示為DLGDP、DLCON 、DLINV，變換后的序列不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整模式。LGDP、LCON、LINV及其差分序列的變化趨勢(shì)分別如圖1、圖2所示 。

觀察圖1、圖2可以看出，LGDP、LCON、LINV都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，并且變動(dòng)方向較為一致，且表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)的特征。而一階差分后，各變量的時(shí)間序列變得較為平穩(wěn)。所以這三個(gè)時(shí)間序列可能存在協(xié)整性。本文的實(shí)證研究均使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews 5.0來(lái)完成。

單位根檢驗(yàn)

由于對(duì)非平穩(wěn)變量建立回歸模型會(huì)產(chǎn)生虛假回歸問(wèn)題，因此需先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，將數(shù)據(jù)讀入Eviews，逐個(gè)進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)， 最優(yōu)滯后期由Schwarz Info Criterion 準(zhǔn)則（簡(jiǎn)稱SIC準(zhǔn)則）確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1可見(jiàn)，變量LGDP、LCON、LINV的序列在5% 的顯著水平上都是非平穩(wěn)的，而其一階差分序列都是平穩(wěn)的，即三個(gè)變量的差分序列皆為一階單整（I（1））變量。由此可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)

由于模型中所有變量均是服從I（1）的，可以運(yùn)用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對(duì)時(shí)間序列變量LGDP、LCON、LINV的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在樣本期內(nèi)，各變量在5%的顯著水平上存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。取標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，得到如下協(xié)整方程：

LGDP=0.770168+0.43205LCON+

0.568461LINV （1）

對(duì)協(xié)整方程（1）的殘差序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法也采用單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，et的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上小于臨界值，該序列是一個(gè)平穩(wěn)序列。由此可得，三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，三個(gè)變量的變化受到上述協(xié)整方程的約束。從影響程度來(lái)看，消費(fèi)和投資對(duì)GDP都產(chǎn)生影響，但投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更大。在樣本期間，投資對(duì)GDP產(chǎn)出的彈性為0.56846，消費(fèi)對(duì)GDP產(chǎn)出的彈性為0.43205，投資對(duì)GDP產(chǎn)出的彈性大于消費(fèi)對(duì)GDP產(chǎn)出的彈性。由此可見(jiàn)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式依然是以政府為主導(dǎo)的投資驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)方式。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)論證了變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，Granger 提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類問(wèn)題。本文用Granger 檢驗(yàn)法對(duì)LGDP、LCON和LINV之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是投資增長(zhǎng)的格蘭杰原因；在10%的顯著性水平上，消費(fèi)增長(zhǎng)又是投資增長(zhǎng)的格蘭杰原因。這就是我國(guó)投資率逐年升高的原因，表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)投資的依賴程度很高，我國(guó)經(jīng)濟(jì)是投資驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)型的方式。但是消費(fèi)增長(zhǎng)和投資增長(zhǎng)不是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，并且我國(guó)投資增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也不是消費(fèi)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，究其原因，是因?yàn)殚L(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)都過(guò)度依賴投資，而忽視了消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用，投資與消費(fèi)沒(méi)有按比例協(xié)調(diào)發(fā)展。2010年我國(guó)最終消費(fèi)率為47.4%，大大低于世界平均78%的水平；我國(guó)投資率卻明顯偏高，2010投資率達(dá)到48.6%，大大高于世界平均水平（20%），也明顯高于各主要發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家水平，因此我國(guó)消費(fèi)和投資在拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面沒(méi)有收到顯著效果。為了促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在今后一段時(shí)期內(nèi)，我國(guó)必須擴(kuò)大消費(fèi)，推行經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由投資驅(qū)動(dòng)型向消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變，通過(guò)擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求來(lái)推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)健運(yùn)行。

誤差修正模型

本文主要分析各經(jīng)濟(jì)變量之間在短期內(nèi)的相互關(guān)系。根據(jù)Granger定理， 一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達(dá)形式存在，因此由上述的協(xié)整方程可以進(jìn)一步得到誤差修正模型。為使模型盡量包含被解釋變量的有效信息，初始階數(shù)設(shè)為3，初步建立誤差修正模型如下：

DLGDP=0.006+0.645*DLGDP（-1）-0.048*DLGDP（-2）+0.151*DLGDP（-3）+0.797*DLCON-0.544*DLCON（-1）+0.195*DLCON（-2）-0.059*DLCON（-3）+0.273*DLINV-0.220*DLINV（-1）-0.0475*DLINV（-2）-0.158*DLINV（-3）-0.650*e（-1） （2）

利用OLS估計(jì)每個(gè)系數(shù)， 逐步剔除不顯著變量，得最終模型：

DLGDP=0.014+0.784*DLCON-0.151*DLCON（-1）

（1.522） （7.666） （-1.828）

+0.270*DLINV-0.321*e（-1） （3）

（6.405） （-.3.254）

括號(hào)內(nèi)為t值，R2=0.899，F(xiàn)=57.756，DW=1.509，S.E.=0.014，JB=0.309（0.857）

其中，e=LGDP-0.43205LCON-0.568461LINV-0.770168 （4）

從模型（3）的各種統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，模型有令人滿意的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。不僅擬合優(yōu)度R2較大，方程的標(biāo)準(zhǔn)差SE 很小，又由DW統(tǒng)計(jì)量可知序列不存在序列相關(guān)。JB是正態(tài)性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是接受零假設(shè)的概率，結(jié)果顯示回歸殘差序列滿足正態(tài)性。

又對(duì)方程進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的相伴概率為0.547，大于置信度0.05，因此可以判定模型的殘差序列不存在異方差。

綜上所述，模型（3）形式正確，為最終的誤差修正模型。該模型顯示：GDP和消費(fèi)增加量、滯后一期的消費(fèi)增加量、投資增加量存在著密切的關(guān)系。短期內(nèi)，消費(fèi)的增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，消費(fèi)的增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.784%。其次為投資，投資的增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.27%。由此可見(jiàn)，啟動(dòng)內(nèi)需短期內(nèi)見(jiàn)效最快的是消費(fèi)，我國(guó)要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，必須盡快擴(kuò)大消費(fèi)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，上一年度的非均衡誤差以0.321的比率對(duì)本年度的GDP 增長(zhǎng)做出修正。

結(jié)論與政策建議

通過(guò)以上分析可以得到以下主要結(jié)論：一是雖然我國(guó)的GDP、消費(fèi)和投資等變量的數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，但是它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的關(guān)系；二是由協(xié)整方程和Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)可見(jiàn)，長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是以政府為主導(dǎo)的投資驅(qū)動(dòng)型增長(zhǎng)方式，而我國(guó)的最終消費(fèi)率長(zhǎng)久以來(lái)一直在下降，遠(yuǎn)沒(méi)有達(dá)到世界的平均水平（78%），我國(guó)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的效益還沒(méi)有完全體現(xiàn)出來(lái)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在巨大潛力；三是從誤差修正模型看，啟動(dòng)內(nèi)需短期內(nèi)見(jiàn)效最快的是消費(fèi)。我國(guó)要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，必須擴(kuò)大消費(fèi)需求，轉(zhuǎn)變國(guó)內(nèi)主要由投資拉動(dòng)的增長(zhǎng)方式，逐步形成消費(fèi)主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，通過(guò)啟動(dòng)消費(fèi)、影響投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。

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