消費(fèi)投資對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

張蕊 宋偉

摘要：內(nèi)需是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的主引擎，投資、消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量。改革開(kāi)放以來(lái)，河北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)了跨越式的發(fā)展，居民消費(fèi)和投資也都現(xiàn)了較快增長(zhǎng)，但消費(fèi)和投資的發(fā)展不均衡，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于投資。本文利用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，對(duì)河北省1978-2012年投資、消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制進(jìn)行分析，結(jié)果表明消費(fèi)和投資都是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生持久的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：VAR 模型；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制擴(kuò)大內(nèi)需是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，也是重大的結(jié)構(gòu)調(diào)整。消費(fèi)和投資一樣，都是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要源泉。改革開(kāi)放以來(lái)，河北省固定資產(chǎn)投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，并成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要力量，投資與消費(fèi)占GDP的比重形成了此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。京津冀一體化背景下，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，研究消費(fèi)和投資對(duì)于河北省經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用意義重大。

一、河北省投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀分析

改革開(kāi)放以來(lái)，河北省的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，實(shí)際年平均增長(zhǎng)率為9.64%，投資和消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉。河北省投資、消費(fèi)在按照支出法核算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重變動(dòng)趨勢(shì)，從圖1中可以看出：

圖11978-2012年河北省投資率、消費(fèi)率變遷

數(shù)據(jù)來(lái)源：2013年《河北經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》

1978年以來(lái)，最終消費(fèi)率在波動(dòng)中呈下降趨勢(shì)，但在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大需求中占據(jù)主導(dǎo)地位，最終消費(fèi)的平均值49.5%。1978-2012年最終消費(fèi)年均增長(zhǎng)率9.01%，與實(shí)際GDP增速基本一致。2005年以后，消費(fèi)連續(xù)三年慢于GDP增長(zhǎng)，2003-2011間，GDP年均增長(zhǎng)11.22%，而最終消費(fèi)年均增長(zhǎng)8.12%，比GDP慢約3個(gè)百分點(diǎn)。消費(fèi)增長(zhǎng)慢于GDP增長(zhǎng)，導(dǎo)致消費(fèi)需求占GDP比重，即最終消費(fèi)率不斷下降，2011年最終消費(fèi)率降至改革開(kāi)放以來(lái)的最低點(diǎn)，僅為39.3%。

投資率在波動(dòng)中呈不斷上升的趨勢(shì)，1978-2012年平均投資率41.4%。1978年以來(lái)，河北省實(shí)際投資年均增長(zhǎng)11.19%，高出實(shí)際GDP年均增長(zhǎng)率約1.6個(gè)百分點(diǎn)，2011年投資率達(dá)到改革開(kāi)放以來(lái)的最高值，為56.7%。投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中發(fā)揮了重要的推動(dòng)作用，與消費(fèi)需求相比，投資需求的波動(dòng)幅度較大，不是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最為穩(wěn)定的因素。

二、投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)的處理。本文采用1978—2012年河北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)和投資的數(shù)據(jù)，采用支出法核算的GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，采用最終消費(fèi)量（C）作為衡量消費(fèi)的指標(biāo)，采用資本形成總額（I）作為投資的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《河北經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》2013年。

為了使數(shù)據(jù)具有可比性，本文利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1978=100）將GPD、消費(fèi)和投資進(jìn)行平減，得到1978-2012年各年的實(shí)際的GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資。此外，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，消除時(shí)間序列的異方差，分別用LnGdp、 LnC和

LnI和表示經(jīng)過(guò)自然對(duì)數(shù)變換后的實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資，如圖2所示，三個(gè)變量的趨勢(shì)圖。

圖2LnGdp、LnC和LnI的趨勢(shì)圖

結(jié)果顯示，LnGdp、LnC和LnI三個(gè)變量都呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，并且變動(dòng)趨勢(shì)一致，這說(shuō)明三者者可能具有很強(qiáng)的相關(guān)性。經(jīng)過(guò)計(jì)算，LnGdp與LnC、LnI的相關(guān)系數(shù)分別0.996和0.997，結(jié)果顯示變量之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性。

（二）VAR模型分析。首先，對(duì)經(jīng)濟(jì)變量LnGdp、 LnC和LnI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從表1的檢驗(yàn)結(jié)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(shí)間序列，ΔLnGdp、ΔLnC和ΔLnI都為平穩(wěn)的時(shí)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(yàn)結(jié)果

其次，利用VAR模型的滯后長(zhǎng)度準(zhǔn)則(Lag Length Criteria)對(duì)河北省1978-2012年投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行確定。滯后長(zhǎng)度準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：通過(guò)似然比統(tǒng)計(jì)量LR、AIC信息準(zhǔn)則和SIC信息準(zhǔn)則等確立模型的滯后階數(shù)為1。

表2 VAR滯后長(zhǎng)度準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果

注：帶*統(tǒng)計(jì)值對(duì)應(yīng)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(dòng)態(tài)關(guān)系和相互作用機(jī)制，VAR模型估計(jì)結(jié)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(jì)量絕大部分都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，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(shí)，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(nèi)，模型的穩(wěn)定性條件得到滿足，可以接著進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

表3VAR（1）模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

（三）廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。廣義脈沖響應(yīng)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(jié)果嚴(yán)重依賴于模型中變量的順序，為了得到唯一脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法進(jìn)行分析[1]。圖3表明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在受到不同沖擊時(shí)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

圖3經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)和投資沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在受到消費(fèi)一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，響應(yīng)值逐漸增加，并保持穩(wěn)定，這說(shuō)明消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有強(qiáng)勁的拉動(dòng)作用；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在受到投資一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差正面沖擊后，響應(yīng)值逐漸下降，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在整個(gè)余下期間內(nèi)保持穩(wěn)定，但是響應(yīng)值始終為正。這說(shuō)明消費(fèi)和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持久的促進(jìn)作用。從整體上看，消費(fèi)和投資是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。

（四）方差分解分析。與脈沖響應(yīng)分析不同，方差分解是分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度，方差分解結(jié)果見(jiàn)表4。

表4經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)測(cè)誤差的方差分解

通過(guò)表4看以看出，河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)中，大約有0.84%

-5.99%可以通過(guò)居民消費(fèi)需求的變動(dòng)加以解釋，大約有1.15%

-9.30%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)可有由投資來(lái)解釋，其余部分可以由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身的影響，宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性和連續(xù)性對(duì)于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)快速發(fā)展是至關(guān)重要的。整體看來(lái)，消費(fèi)和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的解釋力度都呈現(xiàn)出上升的變化趨勢(shì)，并且投資在預(yù)測(cè)期內(nèi)絕大部分時(shí)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的效應(yīng)比消費(fèi)大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于投資，消費(fèi)的作用也不容忽視，與前面的脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果是一致的。

三、結(jié)論

本文通過(guò)建立VAR模型動(dòng)態(tài)分析了消費(fèi)、投資對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并得出以下結(jié)論：短期內(nèi)居民消費(fèi)沖擊和投資沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的拉動(dòng)作用；并且消費(fèi)和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持久的拉動(dòng)作用；消費(fèi)和投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素，投資的作用較消費(fèi)顯著。

河北省居民消費(fèi)在GDP中所占的比重逐年下降，相對(duì)于投資來(lái)說(shuō)，消費(fèi)表現(xiàn)現(xiàn)為不足。因此，要發(fā)揮消費(fèi)的基礎(chǔ)作用，河北省應(yīng)該將擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略的重點(diǎn)，建立增加居民消費(fèi)的長(zhǎng)效機(jī)制；同時(shí)還要發(fā)揮好投資的關(guān)鍵作用，保持固定資產(chǎn)投資合理增長(zhǎng)，保持優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，在京津冀一體化背景下優(yōu)化投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，更好地對(duì)接京津。

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