珠三角地區(qū)的投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究

李業(yè)明

(廣東省科技干部學(xué)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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，珠三角地區(qū)作為率先享受國(guó)家優(yōu)惠政策的地區(qū)，依靠發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度驚人，成為全國(guó)經(jīng)濟(jì)的領(lǐng)頭羊。但是2008-2009年全球金融危機(jī)給這種以外向型經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)體帶來沉重打擊。這種外生的風(fēng)險(xiǎn)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(fèi)、投資和出口幾方面綜合考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，尤其是在國(guó)家擴(kuò)大內(nèi)需的政策背景下，消費(fèi)與投資將成為拉動(dòng)增長(zhǎng)的重要力量?；谙M(fèi)和投資對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，本文以消費(fèi)率①本文采用最終消費(fèi)占GDP的比重表示消費(fèi)率，這里的消費(fèi)包括政府消費(fèi)和私人消費(fèi)。、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(jì)增長(zhǎng)率這三個(gè)變量來構(gòu)造VAR模型，研究消費(fèi)率、投資率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的動(dòng)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(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。y表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，i表示投資率，c表示消費(fèi)率。，用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的增長(zhǎng)率來表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。珠三角投資率、消費(fèi)率的變化呈現(xiàn)以下特征:一是投資率和消費(fèi)率基本上都圍繞80%上下波動(dòng)，這說明珠三角的投資率、消費(fèi)率具有一定的穩(wěn)定性;二是總體上，投資率始終與消費(fèi)率相差不多;三是在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期，表現(xiàn)為投資率稍微偏高和消費(fèi)率稍微偏低。

從投資率、消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)看，2001年以來，珠三角經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出投資、消費(fèi)協(xié)同拉動(dòng)的趨勢(shì)比較明顯，但近年來消費(fèi)貢獻(xiàn)率逐步提高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)性依賴性越來越強(qiáng)。在2008-2009年金融危機(jī)的沖擊下，政府對(duì)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(jì)比較平穩(wěn)較快的增長(zhǎng)，但也增強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投資的依賴性，這給珠三角中長(zhǎng)期的結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變帶來了一些負(fù)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(duì)因變量影響的優(yōu)點(diǎn)是不需要預(yù)先對(duì)模型中每個(gè)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(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)以及分析隨機(jī)擾動(dòng)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，這樣有便于解釋各種經(jīng)濟(jì)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的動(dòng)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(jì)增長(zhǎng)率、投資率以及消費(fèi)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(xiàng)，β1(i=1，2，…，p)為模型中的常數(shù)項(xiàng)矩陣，εt=［ε1t，ε2t，ε3t］為模型中的隨機(jī)誤差擾動(dòng)向量，三個(gè)分量 ε1t，ε2t和 ε3t分別是作用在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、投資增長(zhǎng)率和消費(fèi)率上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，各隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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(shí)間序列特征

1.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為減小異方差性的影響和實(shí)現(xiàn)非線性關(guān)系的線性化，我們對(duì)變量i，c，y進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。記lni為珠三角投資率的對(duì)數(shù)，lnc為珠三角消費(fèi)率的對(duì)數(shù)，lny為珠三角經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的對(duì)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(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從1978-2010年投資率、消費(fèi)率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的對(duì)數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果(見表1)可以看出，投資率、消費(fèi)率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的對(duì)數(shù)項(xiàng)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(shí)間序列l(wèi)ni，lnc，lny的單位根檢驗(yàn)

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(yàn)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(fèi)率、投資率以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)量分析

(一)模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

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(duì)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(xiàng)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(yàn)

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

表4 Granger因果分析

接下來用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)yt=lnyt-lnyt-1與投資lnct和lnct消費(fèi)之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。在使用Johansen檢驗(yàn)來做協(xié)整檢驗(yàn)分析時(shí)，VAR模型的干擾項(xiàng)必須是白噪聲，這個(gè)問題通過選擇VAR模型的相關(guān)變量做適當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)來實(shí)現(xiàn)。然后在運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來決定協(xié)整向量的個(gè)數(shù)并估計(jì)整個(gè)協(xié)整方程。最后基于變量之間存在的長(zhǎng)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(dòng)和長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在表5中，在5%的顯著性水平上，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于對(duì)應(yīng)臨界值，拒絕原假設(shè)H0，即接受至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)H0假設(shè)為至多1個(gè)時(shí)，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于對(duì)應(yīng)臨界值，則接受H0原假設(shè)。上述協(xié)整檢驗(yàn)顯示:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)ln yt，投資率ln it和消費(fèi)率ln ct三個(gè)變量之間存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程如下:

從式(2)可知，消費(fèi)和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均成正顯著性，即若增加1單位的消費(fèi)，則可以帶動(dòng)0.6271個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);若增加1單位的投資，則可以帶動(dòng)0.2365個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另外，從回歸方程中可以看到，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是大于投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，這也與理論上的描述相符。

協(xié)整檢驗(yàn)表明:珠三角經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)ln yt，投資ln it和ln ct消費(fèi)之間存在一個(gè)長(zhǎng)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(dòng)態(tài)過程和長(zhǎng)期均衡機(jī)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(jì)的修正參數(shù)，其中VECM的具體形式如下:

從式(3)的估計(jì)結(jié)果可知:首先，方程(2)中有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、投資的一階滯后項(xiàng)，這說明當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)上一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的持續(xù)過程，前期的投資水平對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還會(huì)有一定的影響。政府增加投資時(shí)，導(dǎo)致資本存量增加，這會(huì)持續(xù)影響珠三角經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。從回歸方程中可以看到，VECM中沒有出現(xiàn)消費(fèi)的滯后項(xiàng)，這表明消費(fèi)不是直接地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，而是在長(zhǎng)期間接地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響?；貧w方程中的誤差修正系數(shù)是-0.2219，這個(gè)系數(shù)表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整度;當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，在VECM模型中將以-0.2219的調(diào)整度將經(jīng)濟(jì)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(fèi)率對(duì)于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖1是三變量對(duì)消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)曲線圖。當(dāng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊下時(shí)，消費(fèi)率從第1期到第3期內(nèi)持續(xù)上升，并在第3期達(dá)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(jì)增長(zhǎng)率對(duì)消費(fèi)率的沖擊是先上升再下降。與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的沖擊相同，在一定程度上投資率沖擊會(huì)推動(dòng)消費(fèi)率上升。當(dāng)投資率對(duì)消費(fèi)率一個(gè)沖擊時(shí)，消費(fèi)率的增長(zhǎng)速度會(huì)上升，從圖1可見，消費(fèi)率的增速在第5期達(dá)到最大4.4%，隨后稍微保持一段時(shí)間下降，最后達(dá)到穩(wěn)態(tài)2.1%。因此，短期內(nèi)的投資改變會(huì)引起消費(fèi)的相應(yīng)調(diào)整。若消費(fèi)率對(duì)自身沖擊，消費(fèi)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(fèi)率在4.5%的范圍內(nèi)上下波動(dòng)，最后達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)。從分析中顯示，消費(fèi)率對(duì)自身消費(fèi)是非常穩(wěn)定的，與消費(fèi)自身的特點(diǎn)相符合。

圖1 三變量對(duì)消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)曲線

2.投資率對(duì)于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖2是三變量對(duì)投資率的脈沖響應(yīng)曲線。珠三角投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)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(duì)于珠三角投資表現(xiàn)具有較強(qiáng)的可預(yù)測(cè)性。在前3期，投資率增長(zhǎng)速度對(duì)自身沖擊比較明顯，表明投資增長(zhǎng)率中規(guī)則性成分和可預(yù)期成分占主導(dǎo)地位。在消費(fèi)率的沖擊下，在1至5期，投資增長(zhǎng)速度上升達(dá)到最大值5.9%，然后下降，在第7期投資率達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)5.8%。在對(duì)投資率的三種沖擊中，珠三角的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投資的促進(jìn)作用很大，但投資的擠出效應(yīng)較小，投資、消費(fèi)之間形成比較好的良性互動(dòng)結(jié)構(gòu)。

圖2 三變量對(duì)投資率的脈沖響應(yīng)曲線

3.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)于沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

圖3描述的是三變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊的脈沖響應(yīng)曲線。珠三角高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是相對(duì)穩(wěn)定的。當(dāng)給投資率一個(gè)正向沖擊之后，從1期到4期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率緩慢下降，其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在第9期下降達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)2.5%。我們可知，當(dāng)投資率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的沖擊后，珠三角經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率會(huì)在其潛在水平波動(dòng)。當(dāng)消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊之后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在短期內(nèi)的變化趨勢(shì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)化到投資和消費(fèi)共同拉動(dòng)、以消費(fèi)為主拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式上來了。

圖3 三變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的脈沖響應(yīng)曲線

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)投資、消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性作用機(jī)理分析得出:消費(fèi)率的沖擊比投資率的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響效應(yīng)更大，但是消費(fèi)率和投資率的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的短期動(dòng)態(tài)演化過程是大體相同的;此外，在短期，投資率與消費(fèi)率的增速?zèng)_擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率具有顯著的促進(jìn)作用，這與珠三角目前的高投資、高消費(fèi)和高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的現(xiàn)狀是一致的。短期內(nèi)投資的變化會(huì)引起消費(fèi)的相應(yīng)調(diào)整，而且調(diào)整的幅度是相當(dāng)大的，這在一定程度上說明珠三角的投資效率高，對(duì)消費(fèi)的引致作用強(qiáng)。為使珠三角的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邁上一個(gè)更高臺(tái)的階，政府應(yīng)該正確引導(dǎo)珠三角的投資，從宏觀層面和微觀層面都要加強(qiáng)宏觀管理，進(jìn)一步提高投資質(zhì)量，確保珠三角的經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展。