張蕊 宋偉
摘要:內需是拉動經(jīng)濟的主引擎,投資、消費是拉動經(jīng)濟增長的重要力量。改革開放以來,河北省的經(jīng)濟增長實現(xiàn)了跨越式的發(fā)展,居民消費和投資也都現(xiàn)了較快增長,但消費和投資的發(fā)展不均衡,經(jīng)濟增長主要依賴于投資。本文利用VAR模型、脈沖響應函數(shù)和方差分解方法,對河北省1978-2012年投資、消費和經(jīng)濟增長的動態(tài)調整機制進行分析,結果表明消費和投資都是拉動經(jīng)濟增長的重要因素,消費對經(jīng)濟增長產(chǎn)生持久的促進作用。
關鍵詞:VAR 模型;經(jīng)濟增長;動態(tài)調整機制擴大內需是經(jīng)濟增長的主要動力,也是重大的結構調整。消費和投資一樣,都是拉動經(jīng)濟增長的主要源泉。改革開放以來,河北省固定資產(chǎn)投資規(guī)模不斷擴大,并成為推動經(jīng)濟增長的主要力量,投資與消費占GDP的比重形成了此消彼長的關系。京津冀一體化背景下,本文在前人研究的基礎上,研究消費和投資對于河北省經(jīng)濟的拉動作用意義重大。
一、河北省投資、消費與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀分析
改革開放以來,河北省的經(jīng)濟高速發(fā)展,實際年平均增長率為9.64%,投資和消費是拉動經(jīng)濟增長的重要源泉。河北省投資、消費在按照支出法核算的國內生產(chǎn)總值中所占的比重變動趨勢,從圖1中可以看出:
圖11978-2012年河北省投資率、消費率變遷
數(shù)據(jù)來源:2013年《河北經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》
1978年以來,最終消費率在波動中呈下降趨勢,但在經(jīng)濟增長的三大需求中占據(jù)主導地位,最終消費的平均值49.5%。1978-2012年最終消費年均增長率9.01%,與實際GDP增速基本一致。2005年以后,消費連續(xù)三年慢于GDP增長,2003-2011間,GDP年均增長11.22%,而最終消費年均增長8.12%,比GDP慢約3個百分點。消費增長慢于GDP增長,導致消費需求占GDP比重,即最終消費率不斷下降,2011年最終消費率降至改革開放以來的最低點,僅為39.3%。
投資率在波動中呈不斷上升的趨勢,1978-2012年平均投資率41.4%。1978年以來,河北省實際投資年均增長11.19%,高出實際GDP年均增長率約1.6個百分點,2011年投資率達到改革開放以來的最高值,為56.7%。投資在經(jīng)濟增長過程中發(fā)揮了重要的推動作用,與消費需求相比,投資需求的波動幅度較大,不是拉動經(jīng)濟增長的最為穩(wěn)定的因素。
二、投資、消費與經(jīng)濟增長關系的實證分析
(一)指標的選取和數(shù)據(jù)的處理。本文采用1978—2012年河北經(jīng)濟增長、消費和投資的數(shù)據(jù),采用支出法核算的GDP作為衡量經(jīng)濟增長的指標,采用最終消費量(C)作為衡量消費的指標,采用資本形成總額(I)作為投資的指標,數(shù)據(jù)來源于《河北經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》2013年。
為了使數(shù)據(jù)具有可比性,本文利用居民消費價格指數(shù)(1978=100)將GPD、消費和投資進行平減,得到1978-2012年各年的實際的GDP、實際消費和實際投資。此外,對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換,消除時間序列的異方差,分別用LnGdp、 LnC和
LnI和表示經(jīng)過自然對數(shù)變換后的實際GDP、實際消費和實際投資,如圖2所示,三個變量的趨勢圖。
圖2LnGdp、LnC和LnI的趨勢圖
結果顯示,LnGdp、LnC和LnI三個變量都呈現(xiàn)上升趨勢,并且變動趨勢一致,這說明三者者可能具有很強的相關性。經(jīng)過計算,LnGdp與LnC、LnI的相關系數(shù)分別0.996和0.997,結果顯示變量之間具有很強的相關性。
(二)VAR模型分析。首先,對經(jīng)濟變量LnGdp、 LnC和LnI進行平穩(wěn)性檢驗,從表1的檢驗結果可以看出,顯著水平為1%和5%,LnGdp、 LnC和LnI序列為非平穩(wěn)的時間序列,ΔLnGdp、ΔLnC和ΔLnI都為平穩(wěn)的時間序列,即所有變量的一階差分性平穩(wěn)序列,可以建立VAR模型。
表1ADF檢驗結果
其次,利用VAR模型的滯后長度準則(Lag Length Criteria)對河北省1978-2012年投資、消費與經(jīng)濟增長之間VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)進行確定。滯后長度準則檢驗結果如表2所示:通過似然比統(tǒng)計量LR、AIC信息準則和SIC信息準則等確立模型的滯后階數(shù)為1。
表2 VAR滯后長度準則檢驗結果
注:帶*統(tǒng)計值對應的階數(shù)為最優(yōu)滯后階數(shù)。
最后,建立變量LnC、LnI 與LnGdp的滯后一階的VAR模型,分析三者間的動態(tài)關系和相互作用機制,VAR模型估計結果如下方程組:
LnGdp = - 0.26 +1.08*LnGdp(-1) + 0.06*LnC(-1) - 0.10*LnI
(-1)……1
(-2.32)(7.12) (2.59)(3.21)
LnC =- 0.08 + 0.18*LnGdp(-1) + 0.88*LnC(-1) - 0.05*LnI
(-1)……2
(-2.32)(1.12) (7.27)(-0.54)
LnI = - 1.17 + 0.41*LnGdp(-1) + 0.25*LnC(-1) + 0.49*LnI
(-1) ……3
(-1.16)(1.14)(1.12) (2.47)
R-squared=0.998,AIC=-9.632993,SIC=-9.094278
VAR模型參數(shù)的t統(tǒng)計量絕大部分都通過了顯著性檢驗,模型的擬合效果好,AIC和SIC的值都比較小,總體上模型擬合的較好;同時,該模型差分方程的特征根如表3所示,全部特征根都包含在單位圓內,模型的穩(wěn)定性條件得到滿足,可以接著進行脈沖響應函數(shù)分析。
表3VAR(1)模型穩(wěn)定性檢驗
(三)廣義脈沖響應函數(shù)分析。廣義脈沖響應函數(shù)不依賴于
VAR模型中變量的順序,而cholesky正交分解法的結果嚴重依賴于模型中變量的順序,為了得到唯一脈沖響應函數(shù)曲線,采用廣義脈沖響應函數(shù)法進行分析[1]。圖3表明了經(jīng)濟增長在受到不同沖擊時的廣義脈沖響應函數(shù)曲線。
圖3經(jīng)濟增長對消費和投資沖擊的響應函數(shù)曲線
經(jīng)濟增長在受到消費一個單位標準差的正向沖擊后,響應值逐漸增加,并保持穩(wěn)定,這說明消費對經(jīng)濟增長有強勁的拉動作用;經(jīng)濟增長在受到投資一個單位標準差正面沖擊后,響應值逐漸下降,經(jīng)濟增長在整個余下期間內保持穩(wěn)定,但是響應值始終為正。這說明消費和投資對經(jīng)濟增長具有持久的促進作用。從整體上看,消費和投資是拉動經(jīng)濟增長的重要因素。
(四)方差分解分析。與脈沖響應分析不同,方差分解是分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度,方差分解結果見表4。
表4經(jīng)濟增長預測誤差的方差分解
通過表4看以看出,河北省經(jīng)濟增長波動中,大約有0.84%
-5.99%可以通過居民消費需求的變動加以解釋,大約有1.15%
-9.30%的經(jīng)濟增長波動可有由投資來解釋,其余部分可以由經(jīng)濟增長本身的影響,宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性和連續(xù)性對于經(jīng)濟可持續(xù)快速發(fā)展是至關重要的。整體看來,消費和投資對經(jīng)濟增長波動的解釋力度都呈現(xiàn)出上升的變化趨勢,并且投資在預測期內絕大部分時間對經(jīng)濟增長波動的效應比消費大,經(jīng)濟增長主要依賴于投資,消費的作用也不容忽視,與前面的脈沖響應函數(shù)的分析結果是一致的。
三、結論
本文通過建立VAR模型動態(tài)分析了消費、投資對河北省經(jīng)濟增長的影響,并得出以下結論:短期內居民消費沖擊和投資沖擊對經(jīng)濟增長具有明顯的拉動作用;并且消費和投資對經(jīng)濟增長具有持久的拉動作用;消費和投資是經(jīng)濟增長的主導因素,投資的作用較消費顯著。
河北省居民消費在GDP中所占的比重逐年下降,相對于投資來說,消費表現(xiàn)現(xiàn)為不足。因此,要發(fā)揮消費的基礎作用,河北省應該將擴大消費需求作為擴大內需戰(zhàn)略的重點,建立增加居民消費的長效機制;同時還要發(fā)揮好投資的關鍵作用,保持固定資產(chǎn)投資合理增長,保持優(yōu)化投資結構,在京津冀一體化背景下優(yōu)化投資的產(chǎn)業(yè)結構,更好地對接京津。
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