新疆居民消費對經(jīng)濟增長的影響分析

徐 敏， 張小林

(石河子大學(xué) 商學(xué)院，新疆 五家渠 831300)

投資、消費和出口被譽為經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，改革開放以來，新疆依靠高投資、高出口和低消費的發(fā)展模式，經(jīng)濟增長迅速。2012年，新疆生產(chǎn)總值達到7 505.31億元，相比1978年增長了192倍，年均增長率為16.72%。新疆經(jīng)濟增長的同時，最終消費總量不斷擴大， 從1978年的27.64億元增加到2012年的6 242.51億元，年均增長率為17.28%，增長速度大于GDP的增長速度。居民消費作為最終消費的主體，在總量不斷擴大的同時，其在最終消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重卻不斷減小。1978年，新疆居民消費為22.61億元，2012年為2 370.67億元，居民消費占消費的比重和占GDP的比重分別從1978年的81.8%和57.87%降低到2012年的37.98%和31.59%，新疆居民消費在國內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重逐步弱化。居民消費到底是推動了經(jīng)濟的增長還是抑制了經(jīng)濟的增長還有待實證的檢驗。因此，本文研究新疆居民消費對經(jīng)濟增長的影響，對促進新疆經(jīng)濟穩(wěn)定、快速的發(fā)展具有重要的意義。

消費通過消費需求和消費需求結(jié)構(gòu)兩個方面對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。一是消費需求通過直接和間接作用對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。按支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值：國內(nèi)生產(chǎn)總值由最終消費、資本形成和貨物進出口總額構(gòu)成。居民消費是最終消費的重要組成部分，居民消費增加多少，國內(nèi)生產(chǎn)總值就相應(yīng)增加多少；消費通過乘數(shù)效應(yīng)拉動投資進而推動經(jīng)濟增長，邊際消費傾向一定，新增加的投資會造成收入和就業(yè)呈倍數(shù)的增加。二是由于構(gòu)成消費需求的各部分具有不同的消費需求彈性，消費需求彈性對需求總量產(chǎn)生影響，進而影響經(jīng)濟總量；居民消費需求結(jié)構(gòu)的變化影響產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，當居民消費需求發(fā)生變化時，過時的產(chǎn)品逐步被淘汰，新產(chǎn)品具有更大的發(fā)展空間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化，資源配置效率提高，經(jīng)濟穩(wěn)定增長。

一、文獻綜述

國內(nèi)外學(xué)者圍繞消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了大量的研究。卡爾·馬克思(1958)指出消費是生產(chǎn)的目的，生產(chǎn)最終是為了消費，消費在生產(chǎn)的過程中起著決定性作用，消費和生產(chǎn)之間相互影響、相互依存，不可或缺。[1]萬廣華(2001)檢驗了流動性約束和不確定因素對中國居民消費的影響。[2]孫烽、壽偉光(2001)認為居民消費長期低于最優(yōu)消費是導(dǎo)致當前消費水平和消費率增長率下跌的主要原因。[3]余華銀、孫欣(2005)利用協(xié)整檢驗和誤差修正模型檢驗了城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費與我國國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的均衡關(guān)系，得出城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費都會影響國內(nèi)生產(chǎn)總值，但消費差距的拉大不會對國內(nèi)生產(chǎn)總值造成影響。[4]魏繼東、華國輝(2011)運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗分析了1978～2005年我國居民消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，得出兩者存在長期的均衡關(guān)系，消費需求的增加是經(jīng)濟增長的原因，并建議從提高居民收入、完善基礎(chǔ)建設(shè)和社會保障制度等方面拉動消費需求，從而促進經(jīng)濟增長。[5]吳承業(yè)、陳燕武、王恒(2005)實證檢驗了1978～2002年福建省居民消費、政府消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，得出福建省居民消費增長是經(jīng)濟增長的原因。[6]馬光輝、寧定琴(2006)運用VAR模型的平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗了1978～2004年農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)居民、政府消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間長期均衡關(guān)系，并檢驗了消費變化對經(jīng)濟增長的貢獻。[7]

國外的學(xué)者主要從理論的角度分析消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者在借鑒國外相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，主要用實證分析的方法檢驗了消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，已有研究得出的觀點和研究方法給了我們很大的啟發(fā)，為我們的研究奠定了堅實的基礎(chǔ)。但已有國內(nèi)研究過多關(guān)注實證分析，缺乏消費影響經(jīng)濟增長的理論探討；從全國的層面研究居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系較多，而新疆經(jīng)濟發(fā)展方式較為粗放，消費水平較低，將得出的結(jié)論及對策建議用于新疆缺乏科學(xué)性，因此，本文在分析居民消費影響經(jīng)濟增長機理的基礎(chǔ)上，對新疆居民消費和經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀進行描述，最后基于VAR模型的協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應(yīng)分析等方法檢驗1978～2012年新疆居民消費對經(jīng)濟增長的影響。

二、新疆居民消費與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀

(一)新疆居民消費總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值總量

圖1 1990～2012年新疆居民消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值變化趨勢圖

圖1表明，1990～2012年新疆國內(nèi)生產(chǎn)總值隨著居民消費總額的增加不斷擴大，居民消費總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長率分別為14.48%和16.69%，新疆居民消費的增長速度低于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。

(二)新疆居民消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻分析

圖2 1990～2012年新疆居民消費率和投資率變化趨勢圖

由于新疆凈出口貨物和服務(wù)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻一直處于較低水平，因此本文只分析了居民消費和投資對經(jīng)濟發(fā)展的影響。圖2表明，1990～2012年新疆居民消費和投資對經(jīng)濟總量的貢獻率呈現(xiàn)出一定的波動性，但居民消費率有所降低，投資率有所提高，新疆目前的經(jīng)濟發(fā)展模式尚處于高投資、低消費的傳統(tǒng)發(fā)展模式。

(三)新疆居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻率分析

圖3 1991～2013年新疆居民消費增長量占GDP增量的比重

圖3表明，投資對經(jīng)濟增長貢獻的波動性較大，說明新疆投資受外界的沖擊較大；1999年以前投資對新疆經(jīng)濟增長的貢獻的波動程度較大，從正值變?yōu)樨撝怠?999年以后，投資對經(jīng)濟增長的貢獻快速增長，并超過了居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻，說明新疆 1999年以前經(jīng)濟增長主要依靠消費來拉動，而1999年以后新疆經(jīng)濟的增長主要是依靠投資來拉動。投資是新疆經(jīng)濟增長中最強的拉動力,而居民消費的動力越來越弱,以1999年為主轉(zhuǎn)折點，新疆經(jīng)濟增長的方式由消費拉動型轉(zhuǎn)向為投資推動型。

(四)新疆居民消費需求彈性分析

居民消費需求彈性系數(shù)是指GDP增長率與居民消費增長率的比值,相比貢獻率分析，居民消費需求彈性系數(shù)能更好地反映消費的變化給經(jīng)濟增長帶來的影響，其能夠反映當居民消費增長1%,能帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的百分比。[8]新疆1991～2012年實際消費需求彈性變化趨勢圖如圖4所示。

圖4 1991～2012年新疆實際消費需求彈性變化趨勢圖

圖4表明，新疆實際消費需求彈性系數(shù)均值為0.87，實際居民消費需求彈性大多數(shù)年份都在1以下，說明新疆實際居民消費需求彈性表現(xiàn)出缺乏彈性，新疆的實際居民消費需求的變動對經(jīng)濟的增長存在較弱的帶動作用。

三、實證分析

(一)指標的選取、數(shù)據(jù)來源與方法介紹

1．指標的選取與數(shù)據(jù)來源

本文從2013年《新疆統(tǒng)計年鑒》上選取新疆1990～2013年國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費總額。對國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費總額分別除以生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費水平指數(shù)進行平減，消除了通貨膨脹因素的影響。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)形式不僅可以保持原有序列的時間趨勢，還可以在一定程度上消除異方差現(xiàn)象，本文將實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際居民消費總額進行對數(shù)化處理，得到序列數(shù)據(jù)lnGDP和lnCM。

2.方法介紹

建立在經(jīng)濟理論基礎(chǔ)之上的傳統(tǒng)經(jīng)濟計量方法，如聯(lián)立方程模型等方法，必須對變量之間的動態(tài)關(guān)系有一個嚴密的把握。然而內(nèi)生變量可作為被解釋變量，也可作為解釋變量，用該方法來估計變量間的關(guān)系就變得復(fù)雜。單方程模型的結(jié)論對模型選擇和函數(shù)形式非常敏感，而向量自回歸(VAR)模型可以處理多個經(jīng)濟變量的分析與預(yù)測，將每一個內(nèi)生變量作為模型中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，更具可靠性(Enders，1995)。[9]直接根據(jù)時間序列變量構(gòu)造VAR模型要求各指標變量數(shù)據(jù)為平穩(wěn)時間序列，但存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時間序列，用VAR模型估計變量之間的關(guān)系也是可靠的(高鐵梅，2009)。[10]協(xié)整關(guān)系只能說明變量間單方向的因果關(guān)系，不能表現(xiàn)變量間雙向的因果關(guān)系。因此，本文引入因果關(guān)系檢驗方法對各變量間的因果互動關(guān)系進行說明，對把握變量間的互動機制有重要的意義。在此基礎(chǔ)上進行VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解，以確定居民消費對經(jīng)濟增長的影響程度和對誤差預(yù)測的貢獻度。

(二)實證分析結(jié)果

1.單位根檢驗

本文運用ADF單位根檢驗法對lnGDP和lnCM進行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

表1 新疆實際GDP和居民消費的單位根檢驗

由表1可知，不論是在5%的顯著水平還是在1%的顯著水平，lnGDP和lnCM，DlnGDP和DlnCM的ADF檢驗值均大于臨界值,接受原假設(shè)，lnGDP和lnCM，DlnGDP和DlnCM均為非平穩(wěn)的時間序列；lnGDP和lnCM的二階差分序列DDlnGDP和DDlnCM，在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，DDlnGDP和DDlnCM都是平穩(wěn)的時間序列。即lnGDP和lnCM為二階單整序列。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗方法主要有E-G兩步法和Johansen檢驗方法兩種，E-G兩步法主要運用于兩個變量的檢驗，Johansen檢驗方法主要運用于多變量之間的檢驗。因此，本文選取E-G兩步法對居民消費和GDP之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。首先對lnGDP和lnCM進行普通最小二乘法回歸，得出估計方程：

lnGDP=-0.226 9+1.198 8lnCM+εt

(1)

t=(-1.435 9) (47.627 8)

R2=0.990 8DW=0.547 9

根據(jù)以上的回歸結(jié)果，得到殘差序列,如下所示：

εt=lnGDP-0.226 9-1.198 8lnCM

(2)

對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗方法釆用ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 殘差序列的單位根檢驗

表2表明，在5%的顯著水平下，殘差序列單位根檢驗的t統(tǒng)計量的值均小于臨界值，拒絕原假設(shè)，殘差序列是平穩(wěn)序列。說明新疆經(jīng)濟增長與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在長期均衡關(guān)系，居民消費對新疆經(jīng)濟增長有較大的拉動作用。居民消費的對數(shù)每增加一個單位，就會使當前國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)增加1.198 8個單位。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

消費的增長能夠促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長又會反過來對消費產(chǎn)生重要的影響。[11]由上文可知，新疆居民消費和經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，本文引入因果關(guān)系檢驗方法對各變量間的因果互動關(guān)系進行說明。根據(jù)AIC最小準則，當滯后期為1時，AIC最小，因此應(yīng)該選滯后期為1。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表3。

表3 新疆居民消費與經(jīng)濟增長的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表3表明，在 5%的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)，新疆居民消費和經(jīng)濟增長之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。新疆居民消費是經(jīng)濟增長的原因，經(jīng)濟增長也是居民消費增加的原因。

4.脈沖響應(yīng)分析及方差分解

格蘭杰因果關(guān)系只能檢驗變量之間是否存在因果關(guān)系，不能說明各變量的影響程度及隨著時間變化的變化趨勢。為了深入分析居民消費與經(jīng)濟增長影響的動態(tài)變化過程，基于VAR模型的基礎(chǔ)上，對新疆居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

脈沖響應(yīng)分析的前提是VAR模型穩(wěn)定，因此本文利用AR圖對VAR模型的單位根進行檢驗。結(jié)果表明所有根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，所估計的VAR模型滿足系統(tǒng)穩(wěn)定性條件，進行脈沖響應(yīng)分析是穩(wěn)定的。脈沖響應(yīng)檢驗結(jié)果如圖5和圖6所示。

圖5 居民消費對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)

圖6 經(jīng)濟增長對居民消費的脈沖響應(yīng)

圖5為新疆居民消費對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)。新疆居民消費對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)始終為正；當期給經(jīng)濟增長一個正的標準差信息沖擊，前5期消費持續(xù)增加，在第5期達到最大值，為0.058，之后逐步減弱，第9期開始基本上維持在0.04的水平。說明新疆經(jīng)濟增長對居民消費產(chǎn)生穩(wěn)定、持續(xù)性的拉動作用。

從圖6可知，居民消費對經(jīng)濟增長一開始有較小的正面影響，當期達到最高點0.057；之后逐步減小，在第3.5期為 0；隨后轉(zhuǎn)為持續(xù)的負面影響，在第7期達到負向作用最大-0.059；從第8期開始又逐步提高，之后基本穩(wěn)定在-0.05左右。這說明居民消費增長低于新疆經(jīng)濟增長，這與新疆經(jīng)濟發(fā)展的模式是相符合的，新疆目前經(jīng)濟發(fā)展方式屬于投資拉動型和資源消耗型，從根本上制約了居民消費需求的擴大。

方差分解分析能夠評價各變量對內(nèi)生變量的貢獻程度大小。本文在脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，利用方差分解分析居民消費對經(jīng)濟增長和居民消費的貢獻程度大小，結(jié)果如圖7和圖8所示。

圖7 經(jīng)濟增長的方差分解

圖8 居民消費的方差分解

圖7表明，在前兩期，居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻逐步減弱，在第2期之后，新疆居民消費對該經(jīng)濟增長預(yù)測誤差的貢獻率逐漸增加，從第8期開始，居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在40%的水平，說明居民消費對經(jīng)濟增長的影響不顯著，但長期內(nèi)有顯著性的影響。

圖8表示經(jīng)濟增長對居民消費的貢獻程度。新疆經(jīng)濟增長對居民消費的貢獻在前4期保持快速增長，從0增加到50%，從第5期開始基本維持在45%的水平，說明短期內(nèi)經(jīng)濟增長對居民消費的貢獻逐步增加，長期內(nèi)經(jīng)濟增長對居民消費具有穩(wěn)定持續(xù)性的帶動作用。

四、結(jié)論及對策建議

本文在分析新疆居民消費及經(jīng)濟增長現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，利用VAR模型的協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解對1990～2012年新疆居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，研究結(jié)果表明：新疆居民消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值不斷擴大，新疆居民消費對經(jīng)濟增長的作用卻逐步弱化，以1999年為主轉(zhuǎn)折點，新疆經(jīng)濟增長的方式由消費拉動型轉(zhuǎn)為投資推動型；新疆居民消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且兩者互為因果關(guān)系，新疆居民消費對經(jīng)濟增長具有顯著性的拉動作用。針對結(jié)論提出以下幾點對策建議：

(一)擴大居民消費需求，促進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變

首先，居民消費是經(jīng)濟增長的主導(dǎo)因素，是防止經(jīng)濟劇烈波動的穩(wěn)定力量，但居民消費水平的高低取決于居民收入。因此，應(yīng)增加居民收入，提高居民收入在國民收入分配中的比重；完善收入分配制度，縮小城鄉(xiāng)居民和城區(qū)居民的收入差距；增加城市居民的就業(yè)機會，鼓勵創(chuàng)業(yè)；擴大居民消費需求，增強居民消費對經(jīng)濟增長的拉動作用。其次，通過加強對節(jié)約資源、保護環(huán)境的認識；優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，推進新型工業(yè)化，加強第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展；擴大新疆對外開放和完善市場經(jīng)濟制度等促進經(jīng)濟增長由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，從而保證經(jīng)濟穩(wěn)定持續(xù)增長。

(二)完善消費環(huán)境，提高居民消費信心，擴大居民消費規(guī)模

消費環(huán)境由消費的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境和政策環(huán)境兩方面構(gòu)成。因此必須從完善與優(yōu)化硬環(huán)境和軟環(huán)境兩個方面來完善消費環(huán)境。一方面要加強城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，為居民提供更多的便利。改善城鎮(zhèn)居民交通環(huán)境，緩解交通擁擠問題；做好污染物排放工作，改善污染過度的現(xiàn)狀，促進居民消費；完善農(nóng)村水利、水電、道路的建設(shè)；引導(dǎo)農(nóng)村居民消費，增強居民消費欲望，降低居民儲蓄意愿，擴大居民消費需求；注重農(nóng)村居民精神文明建設(shè)，優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)，激發(fā)農(nóng)村居民潛在的消費能力，進而促進經(jīng)濟健康穩(wěn)定持續(xù)地增長。另一方面是出臺完善的消費者保護政策，優(yōu)化消費者政策環(huán)境，提高居民消費信心。提高市場信用水平，建立與完善市場信用體系建設(shè)，規(guī)范市場秩序，完善監(jiān)管體系，提高市場化水平，促進商品價格機制的完善，引入良性競爭機制，提高信息的透明度，保護消費者利益，提高居民消費信心，擴大居民消費需求，促進經(jīng)濟增長。

(三)豐富消費品種，刺激居民消費

新疆目前的發(fā)展模式屬于高投資、高儲蓄和低消費模式。居民消費較為傳統(tǒng)，依舊停留在儲蓄型消費階段，居民仍然將可支配收入的絕大多數(shù)用于儲蓄。消費信貸是刺激居民消費的一種重要途徑，消費信貸結(jié)合居民的當前消費與未來消費，使居民跨時期消費，提高消費滿意度，挖掘潛在消費者，解決消費者當期資金不足的情況對價格昂貴商品的消費需求矛盾，支持居民消費欲望，緩解消費需求不足，提高居民消費能力。因此，金融機構(gòu)應(yīng)該開發(fā)創(chuàng)新更多的信貸消費產(chǎn)品，擴大消費信貸渠道，豐富信貸消費品種，簡化信貸手續(xù),建立完善的個人信貸評價體系、擔(dān)保制度和抵押制度，鼓勵居民消費信貸產(chǎn)品，提高新疆居民消費意愿。

參考文獻：

[1]馬克思恩格斯選集[M].北京：人民出版社,1979.121～122.

[2]萬廣華,張 茵,牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費[J].經(jīng)濟研究, 2001，(11):35～44.

[3]孫 烽,壽偉光.最優(yōu)消費、經(jīng)濟增長與經(jīng)常賬戶動態(tài)——從跨期角度對中國開放經(jīng)濟的思考[J].財經(jīng)研究,2001，(5):3～10.

[4]余華銀,孫 欣.GDP與城鄉(xiāng)居民消費共振影響實證分析[J].統(tǒng)計教育,2005，(3):36～39.

[5]魏繼東,華國輝.中國城鎮(zhèn)居民消費需求與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].企業(yè)家天地(理論版),2011，(6):140～141.

[6]吳承業(yè),陳燕武,王 恒.福建省最終消費和經(jīng)濟增長關(guān)系研究[J].消費經(jīng)濟，2005，(2):26～32.

[7]馬光輝,寧定琴.中國消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].山東經(jīng)濟,2006， (3):25～27.

[8]盧萬青,張倫軍.我國的內(nèi)需、外需與經(jīng)濟增長[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2010 ，(2):31～37.

[9]Enders,W..Applied Econometric Time Series[M].NewYork:Iowa State University,1995.145～208.

[10]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社, 2009.260～301.

[11]王裕國.居民消費變遷與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變[J].財經(jīng)科學(xué),1996，(1):17～21.