需求結構演變與經濟發(fā)展的相關性
——基于EBA模型的動態(tài)分析

沈小虎（南通理工學院商學院 江蘇南通 226002）

2010年以來，我國經濟增速放緩、需求結構不合理引發(fā)的問題日益凸顯。當前，需求結構對于經濟發(fā)展具有顯著作用已成為共識，但理論研究大多維持在靜態(tài)下進行總量分析，在需求結構演變的動態(tài)情況下研究較少（李方正，2015；史晉川等，2017；瞿亦瑋等，2018；張四燦等，2018）。因此，研究需求結構演變與經濟發(fā)展的相關性具有重要意義。本文選取1999-2018年需求結構相關數(shù)據(jù)，通過外內需比EBA模型和消費投資比EBA模型研究其對于經濟發(fā)展影響是否具有顯著性和穩(wěn)定性，并結合研究結果提出推動消費水平整體升級、降低區(qū)域消費差異、培育“一帶一路”外需增長點三點措施，為進一步優(yōu)化我國需求結構、促進經濟持續(xù)快速發(fā)展提供理論參考。

理論基礎與模型構建

理論基礎。需求結構可以從總量角度和結構角度進行分析?？偭拷嵌瓤梢苑治鲂枨罂偭康淖兓厔莺退俾剩部梢苑治鲂枨罂偭颗c供給總量的比例變化趨勢和速率（韓卓，2018）；結構角度可以分析單一時間節(jié)點各類需求占總需求百分比的變化趨勢和速率，也可以分析某一時間段各類需求占總需求百分比的變化趨勢和速率。西方經濟學認為國民經濟各部門的產出占國民生產總值的百分比是衡量經濟結構的基本依據(jù)，現(xiàn)代經濟學認為需求是投資前提，需求結構也能影響投資需求，進而作用于經濟發(fā)展。

模型構建。構建回歸模型時需要同時考慮多重共線性、極端值和變量本身特點。依據(jù)概率理論建立極值邊界分析模型（EBA），通過遍歷式回歸得到統(tǒng)計分布結果，能夠有效抵御干擾，相對于傳統(tǒng)回歸模型，具有運算結果顯著性、統(tǒng)計性、一致性的優(yōu)點（任思儒等，2018）。

EBA模型中解釋變量可分為目標變量和條件變量，出現(xiàn)在所有回歸方程中的解釋變量是目標變量，與目標變量具有一定聯(lián)系的變量是條件變量。模型可表示為：

其中Y代表被解釋變量、N代表目標變量、M代表條件變量。對所有條件變量M進行遍歷回歸運算，當條件變量的數(shù)量為a時，回歸方程的數(shù)量為2a。若回歸方程變量系數(shù)的取值范圍內包含0時，模型不穩(wěn)健。為解決構建模型初始工作量巨大的缺陷，在使用EBA模型的過程中對其進行改進，增加了常數(shù)項α和隨機誤差項μ。改進后的模型可表示為：

其中，α表示常數(shù)項，μ表示隨機誤差，ΔY表示我國經濟增速，I表示經濟增長存在直接關系的解釋變量，M表示需求結構變量，Z表示條件變量。通過引入條件變量確定目標變量的系數(shù)范圍。

表1 EBA回歸模型描述統(tǒng)計結果

研究設計

EBA回歸模型包含12組變量，可將其分成被解釋變量、核心變量、目標變量、條件變量，數(shù)據(jù)均可通過2009-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》取得。

經濟增速（SGDP）是EBA回歸模型的被解釋變量。表示我國經濟增速，可用國內生產總值增速反映。

消費拉動率（CR）是EBA回歸模型的核心變量。國家或地區(qū)的常住人口在境內境外購買的產品及服務的總支出反映該國家或地區(qū)最終消費水平，可分為居民支出和政府支出；在一定時期內，最終消費水平增加值與國內生產總值增加值的比值，是消費對于經濟增長的貢獻率，其貢獻率與國內生產總值增幅相乘，即得到消費對于經濟增長總的拉動率。

固定資產拉動率（FIR）是EBA回歸模型的核心變量。在一定時期內，固定資產投資增加值與國內生產總值增加值的比值，是固定資產對于經濟增長的貢獻率，其貢獻率與國內生產總值增幅相乘，即得到固定資產對于經濟增長總的拉動率。

表2 目標變量系數(shù)顯著性檢驗結果1

表3 遍歷式回歸分析結果1

凈出口拉動率（NXR）是EBA回歸模型的核心變量。在一定時期內，凈出口增加值與國內生產總值增加值的比值，是凈出口對于經濟增長的貢獻率，其貢獻率與國內生產總值增幅相乘，即得到凈出口對于經濟增長總的拉動率。

消費投資比變化率（CIR）是EBA回歸模型的目標變量。最終消費水平增幅與固定資產投資增幅的比例是消費投資比；消費投資比變化率=當年消費投資比與前一年消費投資比的比值-1。

外內需比變化率（EDR）是EBA回歸模型的目標變量。國外投資與消費的需求與國內投資與消費的需求的比例是外內需比；外內需比變化率=當年外內需比與前一年外內需比的比值-1。

農村人口可支配收入變化率（NIR）是EBA回歸模型的條件變量。農村人口可支配收入=農村人口總收入-收入相關費用；農村人口可支配收入變化率=當年農村人口可支配收入與前一年農村人口可支配收入的比值-1。

城鎮(zhèn)人口可支配收入變化率（UIR）是EBA回歸模型的條件變量。城鎮(zhèn)人口可支配收入=城鎮(zhèn)人口總收入-收入相關費用；城鎮(zhèn)人口可支配收入變化率=當年城鎮(zhèn)人口可支配收入與前一年城鎮(zhèn)人口可支配收入的比值-1。

基尼系數(shù)變化率（GCR）是EBA回歸模型的條件變量?；嵯禂?shù)是反映一個國家或地區(qū)居民收入分配情況的重要指標；基尼系數(shù)變化率=當年基尼系數(shù)與前一年基尼系數(shù)的比值-1。

儲蓄指數(shù)變化率（NSR）是EBA回歸模型的條件變量。儲蓄總量是國民可支配收入與消費的差額，儲蓄總量占可支配收入的比重是儲蓄指數(shù)；儲蓄指數(shù)變化率=當年儲蓄指數(shù)與前一年儲蓄指數(shù)的比值-1。

居民消費價格指數(shù)變化率（CPIR）是EBA回歸模型的條件變量。居民消費價格指數(shù)變化率=當年居民消費價格指數(shù)與前一年居民消費價格指數(shù)的比值-1。

商品出廠價格指數(shù)變化率（PPIR）是EBA回歸模型的條件變量。商品出廠價格指數(shù)變化率=當年商品出廠價格指數(shù)與前一年商品出廠價格指數(shù)的比值-1。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計與EBA回歸模型構建

對EBA回歸模型12個變量進行描述性統(tǒng)計，結果如表1所示。根據(jù)表1結果可知，凈出口拉動率（NXR）、外內需比變化率（EDR）、居民消費價格指數(shù)變化率（CPIR）、商品出廠價格指數(shù)變化率（PPIR）4個變量標準差較大，說明4組數(shù)據(jù)存在較大波動；消費投資比變化率（CIR）、外內需比變化率（EDR）、商品出廠價格指數(shù)變化率（PPIR）的均值是負數(shù)，說明2009-2018年3組數(shù)據(jù)呈現(xiàn)下降趨勢；基尼系數(shù)變化率（GCR）、儲蓄指數(shù)變化率（NSR）均值絕對值較小，說明兩組數(shù)據(jù)相對穩(wěn)定。

分別對消費投資比變化率（CIR）和外內需比變化率（EDR）兩個核心變量進行分析，分別代入需求結構演變與經濟發(fā)展相關性的EBA回歸模型（公式1），得到下列模型：

消費投資比模型：

外內需比模型：

（二）消費投資比模型分析

目標變量系數(shù)顯著性檢驗。使用Eviews7.0軟件進行目標變量系數(shù)顯著性檢驗，在消費投資比模型中，外內需比變化率（EDR）是條件變量。在5%的水平下檢驗結果如表2所示。根據(jù)表2檢驗結果可知，在5%的水平下，7個解釋變量檢驗結果均是顯著的，目標變量系數(shù)通過了顯著性檢驗。

遍歷式回歸。對所有解釋變量組合進行回歸，以確定目標變量系數(shù)極值，公式（3）的遍歷式回歸結果如表3所示。在表3中，HIGH表示遍歷過程中消費投資比系數(shù)最大時的估計結果，LOW表示遍歷過程中消費投資比系數(shù)最小時的估計結果，BASE表示基礎方程估計結果。在基礎方程和消費投資比變化率（CIR）的極值方程中，三個核心變量系數(shù)均為正且顯著，符合2009-2018年經濟發(fā)展規(guī)律，與實際相符。

表4 目標變量系數(shù)顯著性檢驗結果2

表5 遍歷式回歸分析結果2

大R2準則檢驗。大R2準則要求消費投資比模型中當δ趨于0時，模型未通過大R2準則檢驗。

（三）外內需比模型分析

目標變量系數(shù)顯著性檢驗。使用Eviews7.0軟件進行目標變量系數(shù)顯著性檢驗，在外內需比模型中，消費投資比變化率（CIR）是條件變量，檢驗結果如表4所示。根據(jù)表4的檢驗結果可知，在5%的水平下，7個解釋變量檢驗結果均是顯著的，目標變量系數(shù)通過了顯著性檢驗。

遍歷式回歸。對所有解釋變量組合進行回歸，以確定目標變量系數(shù)極值，公式（4）的遍歷式回歸結果如表5所示。在表5中，HIGH表示遍歷過程中外內需比系數(shù)最大時的估計結果，LOW表示遍歷過程中外內需比系數(shù)最小時的估計結果，BASE表示基礎方程估計結果。在基礎方程和消費投資比變化率（CIR）的極值方程中，三個核心變量系數(shù)均為正且顯著，符合2009-2018年經濟發(fā)展規(guī)律，與實際相符。

大R2準則檢驗。大R2準則要求外內需比模型中，外內需比模型中立，模型通過大R2準則檢驗。

結論與建議

（一）結論

大R2準則檢驗結果顯示：消費投資比模型未通過檢驗，而外內需比模型通過檢驗，說明外內需比對于經濟增長具有穩(wěn)定的顯著影響，而消費投資比不具備穩(wěn)定的顯著影響。因外內需比對于經濟增長具有正向拉動的作用，可以得出外需和內需的增長均能夠促進經濟增長，外需相較內需在拉動經濟增長方面作用效果更加明顯，也驗證了改革開放以來外需對我國經濟發(fā)展的重要作用。因消費投資比對于經濟增長不具有穩(wěn)定的顯著影響，可以得出消費和投資在拉動經濟增長方面作用效果將近，消費和投資的增長均能夠促進經濟增長。

（二）建議

外需在促進經濟發(fā)展方面作用不可替代，在拓展外需的同時也要注意僅僅依靠外需無法保持我國經濟持續(xù)快速發(fā)展。只有同時調整國內需求結構，發(fā)揮消費和投資的促進作用，多手段促進經濟發(fā)展。

1.推動消費水平整體升級。推動我國消費水平整體升級，要以提升居民可支配收入為前提。我國居民財產性收入主要來源于要素市場化。我國現(xiàn)有要素市場中，金融市場利率部分尚未實現(xiàn)市場化，可逐漸開放金融市場利率部分，激發(fā)金融市場活力，拓展居民財產性收入來源；土地市場中，國有土地由地方政府壟斷，受政策影響，土地利用效率較低，應改善土地城鄉(xiāng)二元化現(xiàn)狀，重點提升農村居民財產性收入；同時優(yōu)化國民收入二次分配，發(fā)揮政府在居民收入調整方面的作用，二次分配過程中提升居民收入比例，重點扶持增加低收入群體，縮小貧富差距。

2.降低區(qū)域消費差異。我國城鄉(xiāng)消費水平差異較大，降低城鄉(xiāng)消費水平差異，是通過提升消費水平拉動經濟增長的有效手段。首先要強化農村地區(qū)基礎設施建設，加強水、電、網絡、供暖等公共服務基礎設施建設，促進城鄉(xiāng)公共服務一體化；其次要健全社會保障體系，健全農村地區(qū)養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等方面政策，建立大病保險制度；還需要進一步推進農村地區(qū)產業(yè)升級，鼓勵民間資本到農村地區(qū)投資，為農村地區(qū)消費水平的提升奠定基礎。

3.培育外需增長點。外需對于促進經濟發(fā)展的作用顯著，培育外需增長點能夠為經濟增長提供持續(xù)動力。一方面要加強國際對話交流，加強與“一帶一路”區(qū)域國家和地區(qū)貿易合作，設立區(qū)域性金融機構完善“一帶一路”區(qū)域金融體系，打造“一帶一路”貿易增長點；另一方面要提升上海區(qū)域輻射能力，利用現(xiàn)有優(yōu)勢，建立雙邊、多邊合作機制。