暨南大學 牛金花

1 引言

自中國改革開放以來，廣東省便以外貿(mào)來促進經(jīng)濟增長，經(jīng)過三十多年的發(fā)展，取得了舉世矚目的成就。但受美國次貸危機及歐債危機和美債危機的影響，整個中國的出口外部條件嚴重惡化，廣東省更是首當其沖，2009年凈出口同比下降27%。至此，依靠外貿(mào)促進經(jīng)濟增長的缺陷開始暴露在世人面前。為了穩(wěn)定增長，我國政府采取了擴大內(nèi)需經(jīng)濟政策，通過擴大消費和投資來促進經(jīng)濟增長。這樣的政策是否有利于廣東省的經(jīng)濟增長，對經(jīng)濟的短期和長期運行造成什么影響？對此，有必要研究廣東省消費、投資、凈出品的關(guān)系，分別分析它們拉動經(jīng)濟增長的能力。

對于消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題，現(xiàn)有文獻在研究方法和結(jié)論上不盡相同。盧萬青、張倫軍(2009)利用VAR模型，采用1994年第一季度到2009年第二季度的數(shù)據(jù)對我國消費、投資、出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證分析，認為出口波動會通過影響投資人、消費而放大對我國經(jīng)濟的負面影響。而短期內(nèi)投資對經(jīng)濟增長的拉動作用較大，長期內(nèi)，消費對我國經(jīng)濟增長的拉動作用最大。沈利生(2009)通過把競爭型投入產(chǎn)出表拆分成非競爭型投入產(chǎn)出表，利用相應(yīng)的投入產(chǎn)出模型測算“三駕馬車”的拉動作用，測算結(jié)果表明2002年以來，消費的拉動作用在下降，出口的拉動作用在上升，必須擴大消費的拉動作用，使經(jīng)濟發(fā)展方式向消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變。寇明鳳(2009)通過分析2001年以來的經(jīng)濟增長，認為當前我國經(jīng)濟增速放緩除了顯著的外部沖擊之外，還有深度的內(nèi)部運行因素，以緩解外部沖擊而出臺的擴大內(nèi)需政策會因為忽略經(jīng)濟運行的內(nèi)部因素而達不到預(yù)期效果，因此，考慮長期的調(diào)整方案，為下一輪經(jīng)濟增長奠定基礎(chǔ)迫在眉睫。

盧萬青、張倫軍(2009)利用VAR模型分析我國的內(nèi)需、外需與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但是他們采用的外需指標是出口，通常意義上外需是外國對本國勞務(wù)和商品的凈需求，即本國的凈出口。所以本文選用凈出口數(shù)據(jù)指標在VAR的基礎(chǔ)上，通過建立協(xié)整方程運用格蘭杰因果檢驗的方法，對廣東省的消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行全面的實證研究。

2 實證分析

2.1 變量選擇、數(shù)據(jù)來源及外理

本文采用2001年第一季度到2013年第二季度的數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來自廣東省統(tǒng)計信息網(wǎng)。GDP是支出法核算的廣東省國內(nèi)生產(chǎn)總值，本文將它作為衡量經(jīng)濟增長的變量；CONS是廣東省社會零售商品總額，本文將它作為衡量消費的變量；INV是廣東省固定資產(chǎn)投資，本文將它作為衡量投資的變量；EX是廣東省凈出口，是用出口減去進口所得，本文將它作為衡量凈出口的變量。因為廣東省統(tǒng)計信息網(wǎng)上公布的進出口數(shù)據(jù)是以美元為單位的，本文將中國人民銀行公布的月度美元兌人民幣平均匯率算術(shù)平均得到季度美元兌人民幣平均匯率，再將凈出口轉(zhuǎn)換成以人民幣為單位。同時要將GDP、CONS、INV三個變量的現(xiàn)價數(shù)據(jù)用以2001年第一季度為100的定基CPI數(shù)據(jù)進行物價調(diào)整得到可比數(shù)據(jù)，以消除物價上漲的影響。另外，因為本文是為了分析凈出口對廣東省經(jīng)濟增長的影響，而不用分析凈出口的國外影響因素，所以EX的數(shù)據(jù)也是用廣東省CPI數(shù)據(jù)而不是用美國CPI來進行凈出口的物價調(diào)整。還有西文對物價調(diào)整后的可比數(shù)據(jù)又進行了移動差分的季節(jié)調(diào)整后取自然對數(shù)，來消除季度因素對數(shù)據(jù)的影響，使時間序列更易于平穩(wěn)。

2.2 單位根檢驗

為了協(xié)整方程，先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。一個非平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過n次差分后變成平穩(wěn)的時間序列，就說這個序列具有n階單整性，記作I(n)。檢驗序列平穩(wěn)性最常用的方法是ADF(Augmented Dickey Fuller)檢驗。用赤地信息準則AIC標準來判斷檢驗的滯后階數(shù)，并根據(jù)臨界值來判斷是否具有單位根。從表1中可以看出：LNGDP、LNEX和LNCONS的自然對數(shù)都是非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分檢驗結(jié)果ADF值均大于臨界值，所以LNGDP、LNEX和LNCONS等序列是I(1)序列。LNINV的一階差分都是非平穩(wěn)的時間序列，INV的二階差分是平穩(wěn)序列，所以LNINV是I(2)序列。因此，LNGDP、LNCONS、LNINV、LNEX序列可能存大協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

2.3 VAR模型的建立

建立非約束向量自回歸模型VAR，首先要選擇合適的滯后期K。K過小，誤差項容易自相關(guān)；K過大，會直接導(dǎo)致自由度的減小，并直接影響被估參數(shù)的有效性?？紤]到本文用的是季度數(shù)據(jù)，滯后期可以取8。從表中可以看出滯后一期顯著的準則最多，所以采用LR值來確定最優(yōu)滯后期為1期。為了驗證VAR(1)的穩(wěn)定性，需要進行滯后結(jié)構(gòu)檢驗。從表3中可以看出，沒有一個單位根的倒數(shù)大于1，所以VAR(1)模型是穩(wěn)定的。本文后序的協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解都是在VAR(1)模型的基礎(chǔ)上進行的。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后期數(shù)的確定

表3 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

2.4 協(xié)整關(guān)系檢驗

所謂協(xié)整，就是如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一個長期的均衡關(guān)系，例如序列Xt={X1t,X2t,··Xkt}d階單整，向量α=(α1，α2，··，αk)，使得Yt=αXT～I(d-b)，基中d>b>0，則認為序列Xt是(d-b)階協(xié)整的，記作Xt～CI(d-b)，α是協(xié)整向量，協(xié)整向量的個數(shù)稱為協(xié)整秩。如果多個非平穩(wěn)序列建立模型，只有當這些向量存在協(xié)整關(guān)系時，模型才有意義，否則是偽回歸現(xiàn)象。在前文單位根檢驗中已經(jīng)知道GDP和INV是非平穩(wěn)序列，所以要對這四個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，本文選擇Johansen協(xié)整檢驗法。從表4和表5中都可以看到兩種統(tǒng)計值在5%的顯著水平下均拒絕沒有協(xié)整方程的原假設(shè)，也均接受只有一個協(xié)整方程的原假設(shè)，而均接受最多有兩個或三個協(xié)整方程的原假設(shè)，即Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明這四個變量具有一個協(xié)整方程。

表4 Johansen的跡統(tǒng)計值協(xié)整檢驗

表5 Johansen的極大似然值協(xié)整檢驗

經(jīng)過取標準化得到有協(xié)整方程如下：

LNGDP=0.574742LNCONS+0.189134LNINV+0.19317 3LNEX+1.483944

根據(jù)這個協(xié)整方程可以看出廣東省的GDP、消費、投資和凈出口具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。長期看來，消費每增加1%，GDP增加0.574742%；投資每增加1%，GDP增加0.189134%；凈出口每增加1%，GDP增加0.193173%。可見，消費對經(jīng)濟增長的拉動作用最為明顯，所以我國應(yīng)該積極擴大內(nèi)部消費來拉動經(jīng)濟增長。這個方程只是分析了當其他變量不變時，其中一個變量變化對GDP產(chǎn)生的影響，其實，這幾個變量之間也會相互影響。消費和凈出口對經(jīng)濟增長拉動明顯大于投資拉動，可能因為消費和凈出口也可以影響投資，所以需要利用格蘭杰因果檢驗驗證這些變量的相互關(guān)系。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗已經(jīng)可以判斷GDP、CONS、INV、EX存在長期的均衡關(guān)系，接著可以利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗判斷這四個變量兩兩之間是否具有因果關(guān)系。因為VAR模型確定的最優(yōu)滯后期為3，則格蘭杰因果檢驗的最優(yōu)滯后期也是3。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

根據(jù)表6，可以得到主要的格蘭杰因果關(guān)系：

(1)消費、投資、凈出口都是廣東省GDP的強格蘭杰原因，即它們的滯后期對解釋GDP有很好的作用。這個結(jié)果與協(xié)整方程估計結(jié)果一致。

(2)GDP不是消費和凈出口的格蘭杰原因，但是投資的格蘭杰原因。這說明廣東省的國民收入分配不均，國民收入側(cè)重于投資，卻忽略了居民工資收入，這也是影響居民消費的重要原因。從近幾年來廣東省投資增長率大于消費增長率可見一般。

(3)出口不是消費的格蘭杰原因，但是投資的強格蘭杰原因。這說明廣東省投資過于依賴外需，出口一旦下降，會強烈影響到投資，進而影響到GDP。而消費不受外需過多影響，可以穩(wěn)定地促進經(jīng)濟增長。

3 結(jié)論和政策建議

本文通過建立VAR模型分析了廣東省消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長的定量關(guān)系，得出一些結(jié)論，并結(jié)合廣東省相關(guān)經(jīng)濟形勢，對廣東省宏觀經(jīng)濟調(diào)控提出政策建議：

(1)因為廣東省凈出口是投資的強格蘭杰原因，所以凈出口波動可以通過影響廣東省內(nèi)需特別是投資來影響廣東省GDP；而凈出口的波動主要受國外因素影響，因此凈出口對廣東省經(jīng)濟的沖擊極難預(yù)測。

(2)凈出口是投資和強格蘭杰原因，卻不是消費的格蘭杰原因，一味擴大凈出口，會引起廣東省投資與消費比例失衡，經(jīng)濟發(fā)展失衡。廣東省經(jīng)濟增長離不開凈出口，但為了避免投資與消費比例進一步失衡，應(yīng)該擴大消費。

(3)從協(xié)整方程來看，消費對GDP拉動作用最大，但是GDP卻不是消費和格蘭杰原因，可見，廣東省收入分配不公平，居民不會因為GDP的增加而得到更多的收入，自然消費性支出不會相應(yīng)增加，這也是內(nèi)需不足的重要原因。

綜上所述，面對金融危機，國家提出擴大內(nèi)需來拉動經(jīng)濟增長的政策對廣東省同樣有效。但是，在擴大內(nèi)需方面，應(yīng)該側(cè)重于擴大消費性需求，因為在長期以出口拉動經(jīng)濟增長的模式下，廣東省投資與消費比例失衡嚴重，而且消費對經(jīng)濟增長的拉動作用最大。另外，消費性內(nèi)需應(yīng)該與居民消費為主體，政府消費主要是做基礎(chǔ)建設(shè)投資，拉動效用主要體現(xiàn)在短期。欲擴大居民消費性需求，政府應(yīng)該對廣東省收入分配體制深化改革，提高居民收入所占比例，進而提高消費在GDP中所占比例，深化改革，轉(zhuǎn)變廣東省經(jīng)濟增長模式。

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