西藏居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整研究

蘇 婕

（西藏民族大學(xué)，陜西 咸陽 712000）

一、引言

消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要組成部分，對提升一個(gè)國家或地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值作用重大。2017年，西藏主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)增速位居全國前列，但是與全國對比而言，西藏與我國中東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平仍然有很大的差距，西藏居民的可支配收入與消費(fèi)支出都落后于國內(nèi)其他地區(qū)。因此，如何刺激城鄉(xiāng)居民消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，是西藏當(dāng)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的重大問題，而研究西藏居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系顯得尤為重要。本文將運(yùn)用協(xié)整理論，探討西藏經(jīng)濟(jì)增長與居民消費(fèi)之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

二、協(xié)整理論與誤差修正模型

協(xié)整理論和誤差修正模型是20世紀(jì)80年代中后期發(fā)展起來的,它避免了傳統(tǒng)的OLS估計(jì)所可能導(dǎo)致的“虛偽回歸”問題,是處理非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列之間長期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的有力工具。協(xié)整概念的核心是:若存在數(shù)個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間變量序列,若其某種線性組合構(gòu)成的新序列是平穩(wěn)的,則稱此線性組合具有協(xié)整性?？梢娙暨@幾個(gè)變量是協(xié)整的,則它們之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則必然可以建立誤差修正模型,此模型可以反映短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度,即采用長期均衡誤差作為短期波動(dòng)的修正項(xiàng),從而得到有關(guān)偏離程度的調(diào)整信息。

在應(yīng)用協(xié)整理論進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí),必須先對被分析序列進(jìn)行單整檢驗(yàn),進(jìn)而再進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。單整檢驗(yàn)最常用的方法為ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)（augmented Dickey-Fuller Test）方法通過在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項(xiàng)來控制高階序列相關(guān)。它假定序列yt服從AR(p)過程。對于兩個(gè)時(shí)間序列xt和yt，只有在它們同階單整即I(d)時(shí)，才可能存在協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)是一種用于考察序列x是否是序列y產(chǎn)生原因的方法，它解決了x是否引起y的問題，主要考察現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高。如果x在y的預(yù)測中有幫助，或者x與y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說“y是由x Granger引起的。同時(shí)考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。

誤差修正模型ECM是一種反映具有協(xié)整關(guān)系變量序列的模型。若變量序列之間是協(xié)整的，則序列組合的結(jié)果產(chǎn)生的誤差為均衡誤差，它反映了序列與均衡之間的關(guān)系變量序列間存在著協(xié)整關(guān)系，意味著其之間有長期的均衡關(guān)系，可以運(yùn)用誤差修正，將其短期波動(dòng)量化。

三、實(shí)證分析

（一）指標(biāo)與數(shù)據(jù)的選取

本文選取兩個(gè)指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)增長用西藏地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）表示，消費(fèi)用居民消費(fèi)總額（C）表示。為了消除價(jià)格因素的影響，采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1990年=100）對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，數(shù)據(jù)來源于2016年《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)范圍從1996年—2016年。考慮到對數(shù)變換后不僅能更好地反映線性關(guān)系，還能消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，因此，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理后得到lnGDP和lnC，運(yùn)用Eviews9.0進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）單位根檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)采用AIC準(zhǔn)則來確定，先對序列l(wèi)nGDP和lnC進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，兩者的ADF值均大于顯著性水平為1%下的臨界值，接受原假設(shè)，認(rèn)為序列l(wèi)nGDP和lnC為非平穩(wěn)序列，應(yīng)繼續(xù)對各自的差分序列△lnGDP和△lnC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，差分序列的ADF值均小于臨界值，拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，故為平穩(wěn)序列。因此，序列l(wèi)nGDP和lnC均為一階單整序列，即I（1）。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整理論表明：若幾個(gè)變量是協(xié)整的,則它們之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。利用EG兩步法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。由單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，由于變量ln(GDPt)和ln(Ct)均為一階單整，故可考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。設(shè)協(xié)整回歸模型為:

估計(jì)后得到

由回歸方程的估計(jì)結(jié)果可得殘差的表達(dá)式為

表2 殘差序列單位根檢驗(yàn)

表2 殘差序列單位根檢驗(yàn)

?

檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定為平穩(wěn)序列，即～I(xiàn)（0）。上述結(jié)果表明，ln(Ct)和ln(GDPt)之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為（1，-0.9639）′。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，西藏居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系，本文將繼續(xù)對序列l(wèi)n(GDPt)和ln(Ct)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。因果關(guān)系的檢驗(yàn)涉及滯后階數(shù)的選擇，建立在對二元VAR的的殘差進(jìn)行正態(tài)同分布診斷的基礎(chǔ)上，根據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

?

由表3可以看出，原假設(shè)“GDP不是居民消費(fèi)的Granger原因”與“居民消費(fèi)不是GDP的Granger原因”的F值都顯著的不為零,檢驗(yàn)結(jié)果表明：在95%的置信水平下，拒絕原假設(shè)?？梢哉J(rèn)為：在5%的顯著性水平下，西藏居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向Granger因果關(guān)系，即GDP變動(dòng)是居民消費(fèi)變動(dòng)的Granger原因，反過來，居民消費(fèi)的變動(dòng)也是GDP變動(dòng)的Granger原因。

（五）誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只是反應(yīng)了變量之間的長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型是為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,它既能反映不同時(shí)間的長期均衡關(guān)系,又能反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制。

由以上估計(jì)得到的ln(Ct)與ln(GDPt)的協(xié)整方程的殘差序列，令誤差修正項(xiàng)ecmt=,建立誤差修正模型,用OLS法進(jìn)行估計(jì)得到方程:

其中

估計(jì)得到：

在誤差修正模型中，差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期居民消費(fèi)波動(dòng)的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。根據(jù)模型（3-6）的回歸參數(shù)可以看出，誤差修正項(xiàng)ecmt反映了經(jīng)濟(jì)增長、居民消費(fèi)的短期波動(dòng)偏離它們長期均衡關(guān)系的程度，即居民消費(fèi)總額每變動(dòng)一個(gè)單位，將會(huì)引起西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的同方向變動(dòng)0.3187個(gè)單位，而誤差修正項(xiàng)ecmt的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值（-0.1534）小于0來看，符合反向修正機(jī)制，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以（-0.1534）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論

本文通過協(xié)整分析結(jié)果表明：西藏地區(qū)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，居民消費(fèi)的增加，會(huì)拉動(dòng)西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的顯著增加，居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長有很大的拉動(dòng)作用，居民消費(fèi)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，西藏的地區(qū)生產(chǎn)總值將增加0.9639個(gè)百分點(diǎn)；

從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來看：西藏居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，二者是相互影響的。一方面，西藏經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)居民消費(fèi)水平的提高，而西藏居民消費(fèi)的增長也對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用；

由模型誤差修正系數(shù)具有的反向修正機(jī)制可知，西藏地區(qū)生產(chǎn)總值變動(dòng)受到協(xié)整方程的約束,對長期均衡關(guān)系的偏離會(huì)在下一期得到修正。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)起到了調(diào)整均衡偏差的作用，若出現(xiàn)偏離長期均衡的情況，將會(huì)對上一期的非均衡誤差以15.34%的調(diào)整力度對本期的地區(qū)生產(chǎn)總值做出反向修正。由此可見，隨著西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的增加，居民消費(fèi)水平也將不斷提高；而西藏消費(fèi)機(jī)制的完善，也將對西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生很大的影響作用。