我國消費、投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析

熊芬

內(nèi)容摘要：本文利用協(xié)整理論分析我國1978-2010年國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費、投資之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。實證表明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費、投資三者之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，我國的經(jīng)濟增長方式一直以來是投資驅(qū)動型，但是促進經(jīng)濟增長短期內(nèi)見效最快的是消費。政府應(yīng)逐步形成消費主導(dǎo)型的經(jīng)濟增長模式，通過啟動消費、影響投資最終達(dá)到促進經(jīng)濟增長的目的。

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

改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)生了巨大的變化，人民生活水平有了顯著提高，GDP 的年增長率都在7% 以上。但是伴隨著工業(yè)化和城市化進程，我國投資率逐步上升，最終消費率卻相應(yīng)地逐步下降。2010年投資率為47.7%，比1978年上升了10.4個百分點，平均每年上升0.34 個百分點；最終消費率為47.4%，比1978年下降了14.7個百分點，平均每年下降0.5個百分點。投資與消費沒有按比率協(xié)調(diào)發(fā)展，這是我國現(xiàn)有經(jīng)濟中的重大問題。投資與消費如何協(xié)調(diào)發(fā)展，不僅影響到當(dāng)前宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性，而且影響到經(jīng)濟長期增長的可持續(xù)性。在此情況下，研究投資、消費對我國經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義?，F(xiàn)階段有很多分析經(jīng)濟增長的文獻(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。本文采用我國改革開放以來（1978-2010年）的時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論、因果關(guān)系檢驗以及誤差修正模型等方法，來實證分析我國消費、投資與經(jīng)濟增長在現(xiàn)行經(jīng)濟運行中的長期均衡關(guān)系和短期動態(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)來自《中國統(tǒng)計年鑒2011》），其中，GDP（支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值）表示經(jīng)濟增長水平，CON表示最終消費支出，INV表示資本形成總額。為剔除物價變動因素，對各年的名義變量用當(dāng)年的價格指數(shù)（以1978年為不變價格）進行調(diào)整得到實際變量。另外，為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，分別對三個變量進行對數(shù)變換，分別用LGDP、LCON、LINV 來表示，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原序列的協(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都有不斷增長的趨勢，并且變動方向較為一致，且表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)的特征。而一階差分后，各變量的時間序列變得較為平穩(wěn)。所以這三個時間序列可能存在協(xié)整性。本文的實證研究均使用計量經(jīng)濟軟件Eviews 5.0來完成。

單位根檢驗

由于對非平穩(wěn)變量建立回歸模型會產(chǎn)生虛假回歸問題，因此需先對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，將數(shù)據(jù)讀入Eviews，逐個進行ADF 單位根檢驗， 最優(yōu)滯后期由Schwarz Info Criterion 準(zhǔn)則（簡稱SIC準(zhǔn)則）確定，檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可見，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，即三個變量的差分序列皆為一階單整（I（1））變量。由此可進一步檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整檢驗

由于模型中所有變量均是服從I（1）的，可以運用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計法對時間序列變量LGDP、LCON、LINV的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2的檢驗結(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）

對協(xié)整方程（1）的殘差序列et進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法也采用單位根檢驗（ADF檢驗）。檢驗結(jié)果如表3所示。

檢驗結(jié)果表明，et的ADF檢驗統(tǒng)計量在5%的顯著水平上小于臨界值，該序列是一個平穩(wěn)序列。由此可得，三個變量之間存在長期均衡關(guān)系，三個變量的變化受到上述協(xié)整方程的約束。從影響程度來看，消費和投資對GDP都產(chǎn)生影響，但投資對經(jīng)濟增長的影響更大。在樣本期間，投資對GDP產(chǎn)出的彈性為0.56846，消費對GDP產(chǎn)出的彈性為0.43205，投資對GDP產(chǎn)出的彈性大于消費對GDP產(chǎn)出的彈性。由此可見，我國的經(jīng)濟增長模式依然是以政府為主導(dǎo)的投資驅(qū)動型增長方式。

Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步進行因果關(guān)系檢驗，Granger 提出的因果關(guān)系檢驗可以解決此類問題。本文用Granger 檢驗法對LGDP、LCON和LINV之間是否存在因果關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，經(jīng)濟增長是投資增長的格蘭杰原因；在10%的顯著性水平上，消費增長又是投資增長的格蘭杰原因。這就是我國投資率逐年升高的原因，表明我國經(jīng)濟對投資的依賴程度很高，我國經(jīng)濟是投資驅(qū)動增長型的方式。但是消費增長和投資增長不是我國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，并且我國投資增長和經(jīng)濟增長也不是消費增長的格蘭杰原因，究其原因，是因為長期以來我國都過度依賴投資，而忽視了消費需求對經(jīng)濟的拉動作用，投資與消費沒有按比例協(xié)調(diào)發(fā)展。2010年我國最終消費率為47.4%，大大低于世界平均78%的水平；我國投資率卻明顯偏高，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)國家和發(fā)展中國家水平，因此我國消費和投資在拉動經(jīng)濟增長方面沒有收到顯著效果。為了促進我國經(jīng)濟增長，在今后一段時期內(nèi)，我國必須擴大消費，推行經(jīng)濟增長方式由投資驅(qū)動型向消費驅(qū)動型轉(zhuǎn)變，通過擴大國內(nèi)消費需求來推動國民經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)健運行。

誤差修正模型

本文主要分析各經(jīng)濟變量之間在短期內(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估計每個系數(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)計量來看，模型有令人滿意的統(tǒng)計性質(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)計量可知序列不存在序列相關(guān)。JB是正態(tài)性檢驗統(tǒng)計量，括號內(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。

又對方程進行懷特檢驗，檢驗的相伴概率為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和消費增加量、滯后一期的消費增加量、投資增加量存在著密切的關(guān)系。短期內(nèi)，消費的增長對GDP增長有顯著的促進作用，消費的增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.784%。其次為投資，投資的增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.27%。由此可見，啟動內(nèi)需短期內(nèi)見效最快的是消費，我國要促進經(jīng)濟增長，必須盡快擴大消費。誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制，上一年度的非均衡誤差以0.321的比率對本年度的GDP 增長做出修正。

結(jié)論與政策建議

通過以上分析可以得到以下主要結(jié)論：一是雖然我國的GDP、消費和投資等變量的數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)經(jīng)濟時間序列，但是它們之間存在著一個長期均衡狀態(tài)的關(guān)系；二是由協(xié)整方程和Granger 因果關(guān)系檢驗可見，長期以來我國的經(jīng)濟增長模式是以政府為主導(dǎo)的投資驅(qū)動型增長方式，而我國的最終消費率長久以來一直在下降，遠(yuǎn)沒有達(dá)到世界的平均水平（78%），我國消費對經(jīng)濟的效益還沒有完全體現(xiàn)出來，對經(jīng)濟的增長存在巨大潛力；三是從誤差修正模型看，啟動內(nèi)需短期內(nèi)見效最快的是消費。我國要促進經(jīng)濟增長，必須擴大消費需求，轉(zhuǎn)變國內(nèi)主要由投資拉動的增長方式，逐步形成消費主導(dǎo)型的經(jīng)濟增長模式，通過啟動消費、影響投資促進經(jīng)濟快速增長。

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