消費、投資和出口對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的狀態(tài)空間分析

王維　杜子芳

關(guān)鍵詞： 變系數(shù)模型；狀態(tài)空間方法；投資；消費；出口

摘要： 投資、消費和出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響是經(jīng)濟(jì)研究的基礎(chǔ)性問題，近年來，一個新的研究點在于三者對經(jīng)濟(jì)增長的影響是如何隨時間變化的。建立了基于狀態(tài)空間方法的變系數(shù)模型，克服了用局部多項式方法估計變系數(shù)模型的不足，并分析了1978-2013年我國投資、消費、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。結(jié)果表明，改革開放后，投資和出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用均呈現(xiàn)先升后降的趨勢，消費對經(jīng)濟(jì)的拉動作用呈現(xiàn)上升趨勢，且已成為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大動力?？偟膩砜矗覈M(jìn)行供給側(cè)改革和引導(dǎo)居民進(jìn)行消費的措施符合當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求。

中圖分類號： F222文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號： 10012435（2018）01010107

State Space Analysis of Impact of Consumption， Investment and Export on Chinas Economic Growth

WANG Wei， DU Zifang （School of Statistics， Renmin University of China， Beijing 100872， China）

Key words： variable coefficient model； state space method； investment； consumption； export

Abstract： The impact of investment， consumption and exports on economic growth is a fundamental issue in economic research. In recent years， a new research point is how the impact of the three on economic growth changes over time. A variable coefficient model based on state space method is established， which overcomes the shortcomings of estimating the variable coefficient model by local polynomial method， and analyzes the relationship between investment， consumption， export and economic growth in China from 1978 to 2013. The results show that after 1978， the stimulating effect of investment and export on economic growth shows a trend of rising first and then decreasing， and the stimulating effect of consumption on economy shows a rising trend， and has become the biggest driving force for economic development. In general， Chinas supplyside reform and the measures of guiding residents to consumption are in line with the current economic development requirements.

第1期王維，等： 消費、投資和出口對我國經(jīng)濟(jì)增長影響的狀態(tài)空間分析 安徽師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版）2018年第46卷

一 、引言

消費、投資與出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)分析中的基礎(chǔ)性問題，國內(nèi)外許多學(xué)者從不同方面對此進(jìn)行了研究。Islam[1]根據(jù)1967-1991年15個亞洲國家的數(shù)據(jù)，用誤差修正模型研究了出口與經(jīng)濟(jì)增長間的因果關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出口確實是這些國家經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。Levine和Renelt[2]利用EBA方法研究一系列變量與GDP的關(guān)系，并得出經(jīng)濟(jì)增長與投資占GDP的比重存在正向的穩(wěn)健關(guān)系。Mah[3]利用誤差修正模型研究了中國出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明它們之間協(xié)整且存在雙向因果關(guān)系。許永兵[4]利用線性回歸與Granger因果檢驗分析了中國消費、投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并得出改革開放后消費需求是拉動中國經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素的結(jié)論，同時消費還是阻止經(jīng)濟(jì)劇烈波動的穩(wěn)定力量。王宇星與王立平[5]利用EBA模型分析了中國投資、消費、出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明投資與經(jīng)濟(jì)增長存在強顯著關(guān)系，而消費、出口與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著關(guān)系。李占風(fēng)、袁知英[6]利用聯(lián)立方程模型與脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國1978-2006年的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明消費對當(dāng)期產(chǎn)出的貢獻(xiàn)最大，而長期來看投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響最大。

上述研究對消費、投資、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出了有益的探索，但是還存在一些缺陷：（1）均假設(shè)消費、投資和出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是線性的，實際上假設(shè)了在分析的時期內(nèi)三者對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不變的，這與事實不符，尤其是在我國改革開放后經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)隨時間明顯變化的情況下，這種假設(shè)的不當(dāng)性就更為明顯了。（2）所使用的模型往往對誤差項的分布有著比較嚴(yán)格的限制，比如一般的回歸模型要求誤差項是一個正態(tài)分布，實際中可能并非如此?；陬愃频南敕?，馬學(xué)俊等[7]建議使用更為“自由”的變系數(shù)模型來探究消費、投資、出口與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系，并利用局部多項式的方法對模型進(jìn)行了估計（原文《消費、投資和出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究——基于變系數(shù)模型》發(fā)表于《現(xiàn)代管理科學(xué)》2015年第7期，下稱“馬文”）。但筆者對其方法與結(jié)果持不同意見，現(xiàn)提出與馬學(xué)俊等學(xué)者商榷，并求教于學(xué)界專家。endprint

二、變系數(shù)模型的局部多項式估計

馬文建立了如下的變系數(shù)模型：

GDPt=αtIt+βtCt+γtEXt+εt

其中，GDPt、It、Ct和EXt分別代表t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值、投資、消費與出口額。αt、βt和γt為可變參數(shù)，表示投資、消費和出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響是時變的。εt為隨機誤差項。

馬文是以1978-2013年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、資本形成總額、最終消費與出口額數(shù)據(jù)為分析對象的。為了消除價格變動的影響，該文對所有變量均使用了GDP平減指數(shù)進(jìn)行處理。之后為了消去數(shù)據(jù)數(shù)量級的差異，馬文又對變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化變換，然后利用R軟件對可變參數(shù)進(jìn)行局部多項式，最后得到估計結(jié)果。

局部多項式估計的基本想法是：它認(rèn)為未知函數(shù)f（x）在近鄰鄰域內(nèi)可由某一多項式近似（Taylor展開），一般用參數(shù)控制鄰域大小，表示鄰域中的點占所有樣本點的比例，其余步驟如下：

（1）對于每個xi，以該點為中心，計算出對應(yīng)點處的權(quán)重wi。

（2）對鄰域中的點進(jìn)行加權(quán)最小二乘法（WLS）估計，并根據(jù)得到的模型計算g（xi），作為y|xi的估計值。

（3）估計下一個點xj處的y|xi。

（4）將每個y|xi的估計值用平滑的曲線連接起來。

在實際應(yīng)用中，局部多項式估計方法有很多具體的形式，以R中常用的loess函數(shù)為例，點xi鄰域中的點kj的權(quán)重正比于（1-（distjmax dist）3）3，其中distj表示kj與xi的距離，maxdist表示鄰域中點與xi的最大距離。

仔細(xì)推敲可以發(fā)現(xiàn)馬文的估算過程存在不少問題。首先，不同變量的價格指數(shù)是有差異的，而且這種差異性一般是不能忽視的。GDP平減指數(shù)只適用于消除GDP數(shù)據(jù)的價格波動，并不適宜將其直接推廣到其它變量上。對于投資數(shù)據(jù)與消費數(shù)據(jù)而言，對應(yīng)的價格指數(shù)應(yīng)該是資本形成價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)。其次，為了消除數(shù)據(jù)數(shù)量級的差異而對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換也有所不妥。我們知道，對于線性回歸模型而言，自變量的系數(shù)表示在其它因素不變時，xi每增加一個單位，因變量y將增加βi個單位。有時，我們先對所有變量取自然對數(shù)再進(jìn)行回歸，此時根據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的簡單結(jié)論，系數(shù)βi恰好是xi的彈性系數(shù)，也具有較好的經(jīng)濟(jì)意義。而標(biāo)準(zhǔn)化變換本身作為一種非線性變換，不僅扭曲了數(shù)據(jù)原有的分布（使得所有變量的方差為1），而且回歸得出的系數(shù)本身的經(jīng)濟(jì)意義也很不明確。事實上，計量分析的文獻(xiàn)中很少有人使用這種方法，也就是說，這種方法在學(xué)界不具有共識性。最后，局部多項式方法估計出的結(jié)果也與實際的經(jīng)濟(jì)意義不符。從前文對局部多項式方法的介紹可以看出，局部多項式方法實際上是一種非參數(shù)方法，是以待估點x為中心根據(jù)空間距離向外延展一定范圍（鄰域），并使用落入鄰域中的數(shù)據(jù)點進(jìn)行回歸估計的辦法，并且鄰域中的點回歸得到的參數(shù)就是待估點處可變參數(shù)的估計值。從變系數(shù)模型本身表示的意思來看，可變參數(shù)αi表示的是變量It的系數(shù)在t期時的瞬時值。從極限的角度來看，它可以視為當(dāng)Δt趨于0時，用[t-Δt，t+Δt]的數(shù)據(jù)回歸得到的系數(shù)值。因此，求解待估點x處的可變參數(shù)，其鄰域的形成應(yīng)該是優(yōu)先選擇時期最為接近的點，而不是優(yōu)先選擇空間距離最近的點，不難見得二者的概念完全不同。所以，用局部多項式方法求出的可變參數(shù)并不是經(jīng)濟(jì)分析中想要的結(jié)果。另外根據(jù)經(jīng)驗，α的取值一般在0208之間，也就是說每個待估點處的參數(shù)實際上是用全部數(shù)據(jù)的20%80%估計出的結(jié)果，這顯然不符合經(jīng)濟(jì)分析中可變參數(shù)的意義。

三、變系數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

（一）模型的構(gòu)建

前文說明了用局部多項式方法來估計變系數(shù)模型并不具有經(jīng)濟(jì)上的意義，而計量上對于變系數(shù)模型已有較好的估計辦法，比如狀態(tài)空間模型，筆者亦采用該方法分析我國投資、消費、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。處于方便對比的考慮，本文亦使用了1978-2013年的GDP、投資、消費與出口數(shù)據(jù)（單位：億元），相關(guān)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局下屬的“國家數(shù)據(jù)”網(wǎng)站。

利用狀態(tài)空間模型構(gòu)造GDP、投資、消費、出口的可變參數(shù)模型如下。

量測方程：GDPi=X′tβt+dt+ut

狀態(tài)方程：βt=βt1+εt

其中，E（ut）=E（εt）=0，且有對任意的s，t，有E（utε′s）=0。

在量測方程中，dt是具有固定值的截距項，Xt是有隨機系數(shù)的解釋變量集合，隨機系數(shù)向量βt是狀態(tài)變量，稱為可變參數(shù)。一般地，狀態(tài)變量是不可觀測的，通常假定其可以表示為一階馬爾科夫過程，這就是狀態(tài)方程。利用狀態(tài)空間方法估計可變參數(shù)模型的過程比較復(fù)雜，詳細(xì)的步驟可以參見本文的參考文獻(xiàn)[8]。

為了克服馬文的局限性，首先本文在對數(shù)據(jù)進(jìn)行不變價處理前并沒有進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換，

而是直接對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。其次，本文使用了更為合理的價格指數(shù)。其中GDP和出口數(shù)據(jù)用GDP平減指數(shù)進(jìn)行處理，投資與消費數(shù)據(jù)分別用資本形成價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)進(jìn)行處理。需要說明的是，雖然資本形成價格指數(shù)最為準(zhǔn)確，但是2004年之后官方?jīng)]有再發(fā)布資本形成價格指數(shù)和固定資本形成價格指數(shù)，需要考慮用其它的價格指數(shù)來進(jìn)行代替。從歷史數(shù)據(jù)可以看出，在資本形成中固定資本形成占據(jù)了很大的比重，因而用固定資本的價格指數(shù)代替資本形成價格指數(shù)是可行的。而固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)與固定資本形成價格指數(shù)雖然在計算方法上有所不同，但是在經(jīng)濟(jì)研究中通常認(rèn)為這種差異是可以接受的，在大量的研究中[6]都使用了固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作為資本形成價格指數(shù)的代替。本文借鑒了單豪杰[9]的處理辦法，即對2004年及其之前的資本形成數(shù)據(jù)用資本形成價格指數(shù)處理，2004年后的數(shù)據(jù)則用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)處理，這樣做盡可能地利用了已知的數(shù)據(jù)，使得處理后的整體數(shù)據(jù)誤差最小。最后，狀態(tài)空間方法估計變系數(shù)模型是使用強有力的迭代算法——卡爾曼濾波實現(xiàn)的[8]。Kalman濾波是在時刻t基于所有可得到的信息計算狀態(tài)向量（向量βt）的遞推過程，其基本步驟是：當(dāng)擾動項和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時，能夠通過預(yù)測誤差分解計算似然函數(shù)，從而可以對模型中所有的未知參數(shù)信息估計，并且當(dāng)新的觀測值（GDPt）一旦得到，就可以利用Kalman濾波連續(xù)地修正狀態(tài)向量的估計（具體的公式見參考文獻(xiàn)9）。從Kalman濾波的估計的辦法來看，狀態(tài)向量時刻的估計值可視為是兩部分的加權(quán)平均，一部分是根據(jù)狀態(tài)方程利用到t1為止的信息得到的條件均值βt/t1，另一部分是由此得到的量測方程誤差GDPtX′tβt/t1dt。不難看出，Kalman濾波在估計可變系數(shù)時是基于時期最近的點（t與t1）進(jìn)行的，因而可以避免局部多項式辦法存在的問題。利用狀態(tài)空間模型研究動態(tài)影響在一些優(yōu)秀刊物刊登的文章中也是有例可循的，如高鐵梅[10]對中國鋼鐵工業(yè)供給與需求影響因素的分析，陳東、劉金東[11]關(guān)于農(nóng)村信貸對農(nóng)村居民消費的影響研究。本文在Eviews60中設(shè)定的量測方程和狀態(tài)方程語句為：endprint

@signal gdp=c（1）+sh1*inv+sh2*cons+sh3*ex+[var=exp（c（2））]

@state sh1=c（3）+sh1（1）

@state sh2=c（4）+sh2（1）

@state sh3=c（5）+sh3（1）

@param c（1） 488184 c（2） 13753 c（3） 0059 c（4） 0064 c（5） 0575

其中，分別代表消除價格波動后的GDP、投資、消費與出口數(shù)據(jù)，是狀態(tài)向量。模型估計的結(jié)果見表1。

表1狀態(tài)空間模型估計結(jié)果表

參數(shù)系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差Z統(tǒng)計量P值C（1）104019721743114412201295C（2）1167788026305444393450C（3）0048204001225139347500001C（4）00217710015215143093701124C（5）003621800290821245340203最終狀態(tài) Root MSEZ統(tǒng)計量 P值 SH1025347001978312812490SH21568593002160872594620SH3037585006560357291970對數(shù)似然估計值311721赤池信息準(zhǔn)則1759561參數(shù)個數(shù)5施瓦茨準(zhǔn)則1781554擴散先驗3漢南-奎恩準(zhǔn)則1767237

利用估計出的模型，可以提取出各狀態(tài)變量在不同時期的取值。再對變系數(shù)模型進(jìn)行回歸估計，得到調(diào)整后的R2=0998，DW=1392，表示模型擬合的很好。

（二）投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用

投資的增加使得提供相關(guān)資本品部門的勞動者收入增加，根據(jù)消費函數(shù)，收入的增加會促進(jìn)消費增加，對產(chǎn)品需求的增加又會導(dǎo)致企業(yè)對相關(guān)資本品的需求增加，從而實現(xiàn)良性循環(huán)，不斷推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但是，投資創(chuàng)造的是中間需求，而非最終需求，一旦消費跟不上，就會形成產(chǎn)能過剩，乘數(shù)效應(yīng)也難以發(fā)揮。改革開放后，投資成為了我國各級政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要手段，為我國經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了重要的作用。但是，這也使得各級政府過度依賴投資，把投資視為拉動經(jīng)濟(jì)增長的“萬靈藥”，一旦經(jīng)濟(jì)增長勢頭不好就打投資牌，而且始終局限在“鐵、公、基”等少數(shù)領(lǐng)域，并沒有從根本上試圖改變產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)。如果只是由于外部原因?qū)е碌臅簳r性需求不足，這種辦法還是有效的。但面對供需間的結(jié)構(gòu)性問題，這種辦法的作用就十分有限了，并且隨著結(jié)構(gòu)矛盾的愈發(fā)突出，每增加一單位的投資對經(jīng)濟(jì)的拉動作用（下文簡稱投資拉動效率）只能是越來越低。比如，國際金融危機爆發(fā)后，2009年國家投入了4萬億，使得我國經(jīng)濟(jì)“穩(wěn)增長”了兩年，而到了2011年4季度開始二次探底。2012年上半年又開始4萬億的20版，經(jīng)濟(jì)只“穩(wěn)增長”了不到一年；2013年上半年發(fā)改委開始地鐵、城市軌道項目審批加速，但經(jīng)濟(jì)“穩(wěn)增長”不到兩個季度，又有了 “微刺激”[12]。大量諸如鋼鐵、水泥、建材等粗放型產(chǎn)品產(chǎn)能嚴(yán)重過剩的同時，卻是大量高端產(chǎn)品需要進(jìn)口，大量的公共服務(wù)供不應(yīng)求的現(xiàn)狀。冰凍三尺非一日之寒，我國供需之間的結(jié)構(gòu)性矛盾是長期以來供給側(cè)不主動適應(yīng)需求的變化導(dǎo)致的。圖1也正反映了這一點，改革開放后，投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率一度高達(dá)25，到了90年代中期還有15左右的水平，之后一路下跌，到了2010年已經(jīng)不足05。

根據(jù)人們的直觀經(jīng)驗，投資拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的效率不應(yīng)這么低。事實上，一方面變系數(shù)模型只分析了投資對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的影響，并未包括投資拉動長期經(jīng)濟(jì)增長的部分。尤其是基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，由于建設(shè)周期長，且屬于輔助型的設(shè)施，對當(dāng)期內(nèi)產(chǎn)出的增加十分有限，往往需要一段時間才能將其對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用完全釋放，諸多研究的結(jié)果也表明了這一點。另一方面如前文所說，投資對經(jīng)濟(jì)的拉動需要有消費需求作為支撐。而當(dāng)前，供需之間的結(jié)構(gòu)性矛盾比較突出，居民收入的增加無法明顯地帶動最終需求的增加，投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用自然也有限。

（三）消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用

消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動包括直接與間接兩個方面。直接作用是指消費直接增加了對產(chǎn)品的消耗，形成了最終需求，進(jìn)而促進(jìn)了社會生產(chǎn)力的發(fā)展。根據(jù)許的觀點[4]，消費對經(jīng)濟(jì)增長的間接作用是指消費作為初始變量拉動其他變量，又通過其他變量拉動經(jīng)濟(jì)增長。其表現(xiàn)形式就是消費拉動投資，投資又拉動經(jīng)濟(jì)增長。投資有自主投資和引致投資。自主投資的動因主要是新產(chǎn)品和新生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)明，而不是收入或消費的增長。而消費拉動的主要是引致投資的增加，它是指由消費的增長和自主投資等經(jīng)濟(jì)行為所誘生出來的投資。從圖2來看，在改革開放后消費對經(jīng)濟(jì)的拉動效率呈現(xiàn)上升趨勢，說明消費對于經(jīng)濟(jì)增長的間接作用正在不斷增強。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，大約在90年代中期，消費拉動經(jīng)濟(jì)增長的效率開始反超投資與出口，成為拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的最強動力，這也與諸多研究的結(jié)論相一致。

通過前文分析可知，投資和消費對經(jīng)濟(jì)增長拉動效率的變化與供需間的結(jié)構(gòu)變化有關(guān)，而在沒有外部因素的強烈干擾的情況下，這種效率的變化應(yīng)該是比較平穩(wěn)和具有趨勢性的（即便是供給側(cè)改革，想看到比較明顯的成效也尚需一段時間）。然而，從馬文的結(jié)果來看，投資與消費對經(jīng)濟(jì)增長的的拉動效率不僅波動很大，而且呈現(xiàn)類似正弦曲線的走勢，但其說明似乎不足以解釋出現(xiàn)這種結(jié)果的原因。另外，根據(jù)馬文的結(jié)論，投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用在2000年左右落到谷底，之后一路反彈，直到2012年投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率還有04左右，而同年消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率尚不足035，表明社會的最終需求還很高，完全看不出來有必須進(jìn)行供給側(cè)改革的需要。這不僅與諸多研究得出的消費在90年已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)增長的主動因的結(jié)論相矛盾，也與目前供需結(jié)構(gòu)矛盾突出的實情不符。結(jié)合前文對馬文研究方法不足之處的分析，有理由認(rèn)為馬文的結(jié)果是存在問題的。這也說明在未搞清楚問題實際意義的情況下貿(mào)然套用數(shù)理上的相關(guān)模型是十分危險的。endprint

4.出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用

出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用與消費類似。改革開放后，由于種種優(yōu)惠條件，外資紛紛在我建設(shè)廠生產(chǎn)、出口，這一時期出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率最高。到了90年代中期，出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率開始出現(xiàn)了明顯的下滑，一方面是世界貿(mào)易發(fā)展周期自1995年后已經(jīng)進(jìn)入下降周期[13]，而且1997年的金融危機對相關(guān)國家的經(jīng)濟(jì)增長造成了不利影響，使得外部需求疲弱。另一方面是1994 年我國實行人民幣匯率并軌改革，人民幣匯率緊盯美元，而美元在這段時間升值， 因此人民幣實際最終匯率提高，對出口造成了不利影響。基于上述原因，企業(yè)對未來出口需求的信心不足，導(dǎo)致擴大生產(chǎn)的意愿不高，出口對經(jīng)濟(jì)增長的間接拉動作用下降。到了2000年之后，我國出口開始出現(xiàn)明顯的反彈，企業(yè)投資隨之上升，出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率又所有回升，不過到2007左右又開始出現(xiàn)下跌，之后受到金融危機的影響一直徘徊在低位，直到2012年才開始出現(xiàn)反彈。

四、結(jié)論與建議

將本文的結(jié)果與馬文的結(jié)果進(jìn)行對比，二者在如下幾個方面都存在差異：（1）投資方面。馬文的結(jié)果中投資對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率在20世紀(jì)80年代穩(wěn)定在03左右，從90年代中期開始，投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率開始出現(xiàn)下降，在2000年達(dá)到低點012左右，之后開始回升并在2007年達(dá)到高點044左右，直到2008年全球金融危機開始再度下降。而本文的結(jié)果中自2000年之后投資對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率始終呈現(xiàn)下降趨勢，并未出現(xiàn)馬文的“過山車”式變化。（2）消費方面。馬文得到的結(jié)果是在改革開放初期，消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到高點036左右，之后緩慢下降，20世紀(jì)90年代中期開始出現(xiàn)斷崖式下降，在1999年達(dá)到最低點023左右后迅速回升，在2008年回升至035左右，之后又開始回落。而根據(jù)本文的結(jié)果，在90年代后消費對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率始終呈現(xiàn)上升態(tài)勢。（3）出口方面。根據(jù)馬文的結(jié)果，在20世紀(jì)80年代初期，出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較高且持續(xù)上升，到20世紀(jì)90年代后，出口對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)“W”型走勢，兩次谷底分別是2000年的024左右和2007年的02左右，峰值是2003年的03左右。在金融危機后，出口的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率迅速回升并在2013年已經(jīng)恢復(fù)到2003年的水準(zhǔn)。而根據(jù)本文的結(jié)果，自90年代后，出口的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率整體呈現(xiàn)下滑趨勢，雖然自2011年開始有所回升，但是幅度較小，說明金融危機影響的只是出口的規(guī)模，對于出口拉動經(jīng)濟(jì)增長的效率沒有多少影響。

根據(jù)本文的技術(shù)分析，筆者的建議是：（1）通過改革與創(chuàng)新推進(jìn)供給側(cè)改革是當(dāng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然要求。從圖1可以看出，自20世紀(jì)90年中期以來，投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率持續(xù)走低，說明社會最終需求不足，供需間的結(jié)構(gòu)性矛盾愈發(fā)突出。此外，出口對經(jīng)濟(jì)的拉動效率也出現(xiàn)類似的情況，說明出口企業(yè)也需要進(jìn)行結(jié)構(gòu)性的調(diào)整。對于投資，一方面要淘汰落后產(chǎn)能，而加大對人民需求較高的高端產(chǎn)品行業(yè)的投資和促進(jìn)創(chuàng)新，以拉升最終需求。另一方面也要避免投資大幅下滑使得經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)斷崖式下降，要適當(dāng)?shù)亟o予經(jīng)濟(jì)發(fā)展微刺激，但要注意其目的不是為了阻止經(jīng)濟(jì)增速下滑，而是為了減緩下滑速度，避免經(jīng)濟(jì)垂直跌落，根本的目的還是要為制度改革、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級爭取時間和空間。對于出口而言，要積極推動企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級與創(chuàng)新，力求掌握核心技術(shù)，改變以往只是作為世界工廠的角色，提升產(chǎn)品的核心競爭力，努力躋身全球產(chǎn)業(yè)鏈的中上游。 （2）消費已成為穩(wěn)增長的關(guān)鍵因素。從圖2可看出，消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率持續(xù)上升，已經(jīng)成為當(dāng)下拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的主動因。因此，下一步工作的重點是要提升居民的消費意識與消費水平，為居民消費創(chuàng)造良好的環(huán)境（如認(rèn)真落實帶薪休假），將規(guī)模龐大的儲蓄從金融市場和房地產(chǎn)行業(yè)引向?qū)嶓w行業(yè)，從而提高企業(yè)進(jìn)行投資的意愿，促使閑置資金向資本的轉(zhuǎn)化。

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責(zé)任編輯：孔慶洋endprint