湖北省投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理研究

吳 昱

(武漢理工大學(xué)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

湖北省“十二五”規(guī)劃提出，“十二五”期間，湖北將積極促進(jìn)投資與消費(fèi)協(xié)調(diào)拉動(dòng)，著力增強(qiáng)推動(dòng)跨越式發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。作為典型的內(nèi)陸省份，湖北省出口貢獻(xiàn)率較小，投資和消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)95%以上。因此，研究投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在機(jī)理和相互作用關(guān)系，對(duì)于加快形成消費(fèi)、投資協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的格局意義重大。

國外學(xué)者關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與投資、消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證研究主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面，一方面?zhèn)戎赜谔接慒DI與經(jīng)濟(jì)增長是否具有雙向促進(jìn)作用，BASU等[1]認(rèn)為，尤其在開放貿(mào)易體制下，外商直接投資可通過資本積累和技術(shù)或知識(shí)轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生長期正面效應(yīng);CARKOVIC等[2]指出，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向因果關(guān)系，但運(yùn)用單一方程進(jìn)行回歸分析會(huì)引起并發(fā)性問題;而WERNERHEIM[3]否定了FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯因果關(guān)系。另一方面集中分析能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系，KRAFT[4]進(jìn)行了開創(chuàng)性研究，提出經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)互相影響，但無法確定因果流的方向，隨后學(xué)者們運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系和協(xié)整模型進(jìn)行了實(shí)證評(píng)估，但結(jié)果存在爭議[5－8]。消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直以來也是國內(nèi)學(xué)者在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域討論的熱點(diǎn)，他們普遍認(rèn)為消費(fèi)和投資對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長都具有促進(jìn)作用，但在作用力度和方向等問題上存在不同觀點(diǎn)[9－12]。

總的來說，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長、投資與消費(fèi)之間的關(guān)系研究都主要局限于國家層面，而研究方向并不相同。我國學(xué)者較多利用固定資產(chǎn)投資總額、居民消費(fèi)額反映投資和消費(fèi)情況。筆者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長集中體現(xiàn)為最終產(chǎn)品總供給量的增加，其核心為國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，因此按照支出法生產(chǎn)總值構(gòu)成，選擇資本形成額、最終消費(fèi)額可從最終使用角度衡量投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

1 協(xié)整分析模型

協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)變量組成的關(guān)系式中長期均衡參數(shù)估計(jì)的一種新技術(shù)，可進(jìn)行動(dòng)態(tài)模型的設(shè)定、估計(jì)和檢驗(yàn)[13]。在實(shí)際分析研究時(shí)，一般首先對(duì)時(shí)間變量序列及其一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn);其次檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系;然后對(duì)具有協(xié)整關(guān)系的時(shí)間變量序列進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn);最后建立協(xié)整變量與均衡之間的誤差修正方程。

1.1 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

若一個(gè)時(shí)間序列具有穩(wěn)定的均值、方差和自協(xié)方差，則該序列就是平穩(wěn)的，稱為零階單整序列，否則為非平穩(wěn)的。若非平穩(wěn)時(shí)間序列yt通過d次差分后轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，而(d－1)次差分仍不平穩(wěn)，則稱該序列為d階單整序列，記為I(d)。筆者采用ADF檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，利用AIC和SC最小原則確定滯后階數(shù)。ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

其中:α為常數(shù)項(xiàng);l為最優(yōu)滯后期;εt為隨機(jī)誤差項(xiàng);δt為線性趨勢(shì)函數(shù);為滯后差分項(xiàng)。檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0∶γ=0，若ADF檢驗(yàn)值在一定置信水平下拒絕零假設(shè)，則可認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

1.2 協(xié)整關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整思想萌芽于1978年，20世紀(jì)80年代中后期被ENGLE等[14]發(fā)展起來，旨在向量自回歸分析基礎(chǔ)上將空間結(jié)構(gòu)與時(shí)間動(dòng)態(tài)相結(jié)合，反映不同時(shí)間序列之間的長期均衡關(guān)系。對(duì)于一組非平穩(wěn)單位根過程 Yt=(y1t，y2t，…，ynt)，若存在常數(shù) α1，α2，…，αn使得 αTYt+ βTXt= εt，其中 εt∈W(0，σ2)，Xt為常數(shù)、外生變量、平穩(wěn)序列或關(guān)于時(shí)間序列的趨勢(shì)項(xiàng)，則稱該系統(tǒng)存在協(xié)整關(guān)系，Yt也稱為協(xié)整過程，α為協(xié)整向量，β為系數(shù)向量。

自回歸分布滯后模型旨在分析某變量的變化受其自身及其他變量過去行為的影響，而當(dāng)變量間存在時(shí)間上先導(dǎo)－滯后關(guān)系時(shí)，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可從統(tǒng)計(jì)上考察這種關(guān)系是單向還是雙向。對(duì)于兩變量X、Y，通過F檢驗(yàn)估計(jì)以下回歸，可得到兩者間的影響關(guān)系。

1.3 誤差修正模型

若變量X與Y是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系可由一個(gè)誤差修正模型表述，即ΔYt=lagged(ΔY，ΔX) － λECMt－1+ μt，其中 ECM 為非均衡誤差項(xiàng)，λ為短期調(diào)整參數(shù)，且0＜λ＜1。

2 實(shí)證研究

按照支出法計(jì)算原則，選取GDP、最終消費(fèi)額和資本形成額這3個(gè)指標(biāo)研究湖北省消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)關(guān)系，數(shù)據(jù)來源為《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，時(shí)間跨度為1978—2009年。為了消除價(jià)格因素影響，以1952年為基期，按可比價(jià)格計(jì)算得到GDP指數(shù)、最終消費(fèi)指數(shù)和資本形成指數(shù);為了克服數(shù)據(jù)異方差性，對(duì)這3個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別用LGDP、LFCI和LCFI表示。

2.1 ADF單位根檢驗(yàn)

為了選擇合適的回歸方程檢驗(yàn)形式，首先分析LGDP、LFCI和LCFI的水平和差分序列圖，如圖1和圖2所示。

圖1 水平值序列圖

圖2 差分值序列圖

從變化趨勢(shì)看，水平值序列LGDP、LFCI和LCFI的波動(dòng)隨時(shí)間變化而變化，呈共同發(fā)展態(tài)勢(shì)，選擇模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn);一階差分序列D(LGDP)、D(LFCI)和D(LCFI)在偏離零值附近隨機(jī)變動(dòng)，但無明顯趨勢(shì)，利用+εt模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，水平序列LGDP、LFCI和LCFI都為非平穩(wěn)序列，而它們的差分序列都呈平穩(wěn)過程，因此，這3個(gè)變量都屬于一階單整序列I(1)，可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)表明，3個(gè)變量之間可能存在一個(gè)或多個(gè)長期穩(wěn)定關(guān)系，為了確定長期關(guān)系數(shù)目，采用JOHANSEN[15]提出的極大似然法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表

結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，且LGDP、LFCI和LCFI之間存在一個(gè)協(xié)整方程，說明他們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整向量和調(diào)整參數(shù)向量正規(guī)化的估計(jì)結(jié)果，可以得到這3個(gè)變量間的長期均衡方程如下:

2016年7月15日，從在土耳其首都伊斯坦布爾市舉行的第40屆聯(lián)合國教科文組織世界遺產(chǎn)委員會(huì)大會(huì)上傳來喜訊，中國廣西左江花山巖畫文化景觀申報(bào)項(xiàng)目通過大會(huì)審議表決，被列入《世界遺產(chǎn)名錄》。申遺成功無疑為花山巖畫文化的保護(hù)、傳承與傳播奠定了一個(gè)國際基礎(chǔ)，花山巖畫這一非物質(zhì)文化遺產(chǎn)站到了一個(gè)更高更大的平臺(tái)上。如何利用申這個(gè)國際平臺(tái)展現(xiàn)自身的價(jià)值和魅力，吸引更多的國際關(guān)注，反過來為自身的保護(hù)、傳承與傳播創(chuàng)造更多的有利條件，是花山巖畫對(duì)外譯介承擔(dān)的一個(gè)必要任務(wù)。但是反觀花山巖畫目前的對(duì)外譯介情況，筆者卻覺得不容樂觀。

從估計(jì)方程可以看出，消費(fèi)和投資對(duì)GDP有明顯的促進(jìn)作用，其中，最終消費(fèi)對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性為0.606，資本形成對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性為0.340，也反映出湖北省投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力遠(yuǎn)小于消費(fèi)需求的推動(dòng)力，說明消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要作用愈來愈明顯，因此，經(jīng)濟(jì)增長方式應(yīng)該按照市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律，實(shí)現(xiàn)由投資拉動(dòng)型向消費(fèi)主導(dǎo)型的重大轉(zhuǎn)變。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果揭示了3個(gè)變量間的長期均衡關(guān)系，通過Granger檢驗(yàn)進(jìn)一步分析他們之間是否構(gòu)成因果關(guān)系。鑒于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)十分敏感，不同滯后階數(shù)選擇可能會(huì)導(dǎo)致完全相反結(jié)果，依據(jù)HSIAO提出的FPE最優(yōu)滯后準(zhǔn)則來確定滯后階數(shù)，其表達(dá)式FPE=(T+K)SSR/[(T－K)T]，其中 T為樣本個(gè)數(shù)，K 為被估計(jì)的參數(shù)個(gè)數(shù)，SSR為殘差平方和[16]。由于3個(gè)變量選擇不同的滯后項(xiàng)在Eviews軟件中無法實(shí)現(xiàn)，因此根據(jù)時(shí)序數(shù)據(jù)樣本容量，依次選擇滯后1～4階，檢驗(yàn)結(jié)果是否具有同一性。

不同滯后長度下Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表如表3所示。由表3可知，滯后階數(shù)為3階及以上時(shí)，結(jié)論不再依賴于模型。因此，消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系如圖3所示。

表3 不同滯后長度下Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表

圖3 消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系圖

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，湖北省投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間存在較強(qiáng)的單向、雙向因果關(guān)系，其中，投資與經(jīng)濟(jì)增長呈雙向因果關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增長為投資的強(qiáng)因，反映投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長且經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)投資的增長，而消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長僅呈單向因果流，經(jīng)濟(jì)增長為消費(fèi)的因，這與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果存在不同，表明湖北省的經(jīng)濟(jì)增長雖為投資驅(qū)動(dòng)型，但消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響作用大于投資，主要因?yàn)樽罱K消費(fèi)是社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的原動(dòng)力，投資需通過最終消費(fèi)對(duì)GDP產(chǎn)生作用，這與消費(fèi)是投資的因相吻合。

2.4 誤差修正模型

為進(jìn)一步分析各經(jīng)濟(jì)變量之間的短期相互關(guān)系，可建立描述湖北省消費(fèi)、投資與GDP短期波動(dòng)向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。

其中，Yt=(LGDPtLCFItLFCIt)T，VECMt－1=LGDPt－0.340LCFIt－0.606LFCIt－0.163。

從短期來看，任一變量的短期變動(dòng)都可分為兩個(gè)部分，一部分是自身及其他變量波動(dòng)的影響，另一部分是自身偏離長期均衡的影響。對(duì)于GDP來說，上一期GDP、投資和消費(fèi)的變化對(duì)本期GDP變化都有正向促進(jìn)作用，而滯后兩期時(shí)情況相反;對(duì)于投資來說，上一期和滯后兩期的GDP、投資都對(duì)投資本期具有正向作用，消費(fèi)卻為反向作用;對(duì)于消費(fèi)來說，其變化情況與GDP類似，僅在滯后兩期時(shí)投資影響變?yōu)檎?。從變量的調(diào)整系數(shù)來看，一方面，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響程度要顯著高于投資;另一方面，消費(fèi)的變化在滯后一期時(shí)對(duì)GDP作用最大，隨后影響慢慢減弱，而投資對(duì)GDP的影響隨滯后期變化慢慢增強(qiáng)，表明投資效果可能具有滯后性。從誤差修正項(xiàng)系數(shù)來看，均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，其中，投資對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度最大，消費(fèi)次之。圖4反映了變量的短期波動(dòng)情況。

圖4 VEC模型的協(xié)整關(guān)系圖

圖4中，零值均線代表變量之間的長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，在1981年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值最大，表明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系比較大，大約經(jīng)過9年左右的調(diào)整，即在1990年又重新回到了長期均衡穩(wěn)定狀態(tài)。之后，誤差修正項(xiàng)的數(shù)值都比較小，表明這些時(shí)期短期波動(dòng)偏離長期均衡關(guān)系的幅度較小。

2.5 脈沖響應(yīng)分析和方差分解

表4 殘差相關(guān)系數(shù)矩陣

殘差相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，DLFCI與DLGDP、DLCFI方程回歸殘差之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.497 4、0.365 6，表明這些方程的殘差之間存在一定相關(guān);而DLCFI與DLGDP方程的殘差之間存在較小相關(guān)。因此，主要研究方程DLCFI受到一個(gè)沖擊從而對(duì)投資、消費(fèi)和GDP即期及后期的影響。

投資對(duì)3個(gè)變量擾動(dòng)響應(yīng)圖如圖5所示，圖5(a)表明投資對(duì)其自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息立即做出了響應(yīng)，第1期的響應(yīng)值大約為0.035，隨后這種沖擊對(duì)投資的影響迅速減小，在第2期達(dá)到負(fù)向最大后，影響趨弱并呈正負(fù)震蕩，第6期后投資響應(yīng)函數(shù)趨于零。由圖5(b)、(c)可知，消費(fèi)和GDP對(duì)投資的擾動(dòng)都沒有立即做出響應(yīng)，其中，消費(fèi)對(duì)投資的擾動(dòng)響應(yīng)在第2期呈弱正影響，在第3期呈強(qiáng)負(fù)影響，滯后作用明顯，隨后負(fù)影響趨弱，于第5期恢復(fù)穩(wěn)定;投資沖擊對(duì)GDP的影響在第2期達(dá)到正向最大，但整體影響幅度較小。

圖5 投資對(duì)3個(gè)變量擾動(dòng)響應(yīng)圖

脈沖響應(yīng)函數(shù)可分析投資、消費(fèi)和GDP對(duì)投資擾動(dòng)沖擊變化的響應(yīng)，可利用方差分解方法定量分析消費(fèi)和GDP對(duì)投資變化的貢獻(xiàn)度，LCFI方差分解表如表5所示。

表5 LCFI方差分解表

表5為投資的方差分解結(jié)果，在第1期，投資預(yù)測方差全部由投資自身擾動(dòng)所引起;而在第2期，投資預(yù)測方差中有29.264%由GDP擾動(dòng)所引起，僅0.239%由消費(fèi)擾動(dòng)所引起;隨著預(yù)測期推移，投資預(yù)測方差中由非投資變量擾動(dòng)所引起的部分增加，而由投資自身擾動(dòng)引起的部分減少，但其所占比例仍較大，在第5期時(shí)投資分解結(jié)果基本穩(wěn)定，其預(yù)測方差中有31.186%由GDP擾動(dòng)所引起，1.932%由消費(fèi)擾動(dòng)所引起，66.883%由自身擾動(dòng)所引起，這與圖5的結(jié)果基本一致。

3 結(jié)論

通過運(yùn)用協(xié)整理論進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型構(gòu)建，并在后續(xù)研究中對(duì)最終消費(fèi)和GDP進(jìn)行了脈沖響應(yīng)分析和方差分解，得到湖北省投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間長期均衡及短期變動(dòng)的作用機(jī)理圖如圖6所示。

圖6 長期均衡及短期變動(dòng)的作用機(jī)理圖

(1)湖北省投資、消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的長期均衡關(guān)系，其中，最終消費(fèi)對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性為0.606，資本形成對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性為0.340;但是，投資與經(jīng)濟(jì)增長呈雙向強(qiáng)因果關(guān)系，而消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長僅存在單向因果流，說明湖北省經(jīng)濟(jì)增長仍為投資驅(qū)動(dòng)型。

(2)在沖擊響應(yīng)和方差分解中，消費(fèi)和投資具有此消彼長的關(guān)系，其中，投資的沖擊效果在滯后兩期后才顯現(xiàn)，且對(duì)消費(fèi)和GDP的影響較小;而消費(fèi)的沖擊恒為正且穩(wěn)定，對(duì)投資和GDP的影響起主導(dǎo)作用。因此，湖北省應(yīng)積極實(shí)施拉動(dòng)內(nèi)需、擴(kuò)大消費(fèi)的需求戰(zhàn)略，采取一系列有利于開拓市場的新舉措，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。

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