趙玉芬　郭洪晶　薛元飛　于英川

摘要：本文從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度對(duì)上海市居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作了一個(gè)研究，運(yùn)用協(xié)整分析方法和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行了定量分析。研究結(jié)果表明，盡管在短期內(nèi)，上海市居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間存在波動(dòng)關(guān)系，但是從長期來看，二者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且存在從經(jīng)濟(jì)增長到居民消費(fèi)水平的單向因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長居民消費(fèi)協(xié)整檢驗(yàn)誤差修正模型

一、引言

居民消費(fèi)水平不僅能反映居民的購買力水平，也能反映經(jīng)濟(jì)的發(fā)展走勢，還為國家制定消費(fèi)、價(jià)格、工資、貨幣政策及進(jìn)行國民經(jīng)濟(jì)核算提供依據(jù)。而經(jīng)濟(jì)增長則反映了國民經(jīng)濟(jì)的總體運(yùn)行狀況，體現(xiàn)著國家的綜合國力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。消費(fèi)需求對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)增長具有決定性影響，既是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的最大動(dòng)力，又是防止經(jīng)濟(jì)蕭條的穩(wěn)定力量。按照宏觀經(jīng)濟(jì)理論，經(jīng)濟(jì)增長和居民消費(fèi)在一定時(shí)期內(nèi)存在一種共同的變化趨勢與均衡關(guān)系。

改革開放以來，上海市在經(jīng)濟(jì)不斷增長的同時(shí)，人民的物質(zhì)生活水平也在不斷提高。本文采用我國改革開放以來(1978～2006年)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。利用協(xié)整關(guān)系分析等計(jì)量分析方法，探討我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

反映經(jīng)濟(jì)增長情況的數(shù)據(jù)選用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI(上年=IOO)，反映居民消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI(上年=100)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)fCPn是一定時(shí)期內(nèi)居民生活消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)趨勢和程度的相對(duì)數(shù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)(GDPI)是國民經(jīng)濟(jì)總體水平的指標(biāo)。用于分析的數(shù)據(jù)全部來自《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)各期，樣本數(shù)據(jù)為1978-2006年的年度數(shù)據(jù)。

由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉淼膮f(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化。一定程度上可以消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對(duì)GDPI和CPI取對(duì)數(shù)：分別用LGDPI和LCPI表示。本文所有檢驗(yàn)均使用Eviews3.1計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件完成。

(二)數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

協(xié)整是對(duì)時(shí)間序列變量間長期均衡關(guān)系的描述，判斷經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關(guān)系可采用協(xié)整性檢驗(yàn)，而格蘭杰因果檢驗(yàn)則可檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量之間是否存在因果關(guān)系。二者均要求經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量具有平穩(wěn)特征。那么。我們就需要在回歸分析之前進(jìn)行時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，各變量的檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1知，LGDPI和LCPI的水平值均不能在5％的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設(shè)。所以這些時(shí)間序列是非平穩(wěn)序列。而LGDPI和LCPI的一階差分在5％的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此它們均是I(1)單位根過程，可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整回歸。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整的基本思想認(rèn)為，盡管兩個(gè)或者兩個(gè)以上的變量中每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項(xiàng)的影響，使該組合成為一個(gè)平穩(wěn)的變量，本文對(duì)兩變量數(shù)據(jù)進(jìn)行EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)。由于LGDPI和LCPI時(shí)間序列均為一階平穩(wěn)，具有相同的整形階數(shù)，故可以考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

用普通最小二成法(OLS)估計(jì)LGDPI和LGPI之間的方程。同時(shí)計(jì)算并保存殘差(均衡誤差估計(jì)值)ecme。估計(jì)的方程為：

LCPI=0.078861LGDPI+101.9624

我們對(duì)殘差序列eemt進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-2.544269，小于顯著性水平0.05時(shí)的臨界值一1.9540,因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列ecmt為平穩(wěn)序列。表明序列LGDPI和LCPI具有協(xié)整關(guān)系。因此。我們可以得到上海市的居民消費(fèi)水平和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在有長期的穩(wěn)定關(guān)系。由此可對(duì)它們進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(四)因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們LGDP!和LCPI之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否存在著相互影響的因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證，Granger提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類問題。下面對(duì)LGDPI和LCPI進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIG)確定各變量的滯后階數(shù)為2，結(jié)果表2所示一：

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在10％顯著性水平上，上海市的國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)水平存在單向的Granger因果關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值是居民消費(fèi)水平增長的Granger原因，但居民消費(fèi)水平不是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的Granger原因。這一結(jié)論隱含的意義是。上海市的經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)了居民消費(fèi)水平的提高，而上海市居民消費(fèi)的增長對(duì)于拉動(dòng)GDP還沒有顯著效應(yīng)。

(五)建立誤差修正模型(ECM)

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的表達(dá)形式。因此，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型，以此來研究模型的短期動(dòng)態(tài)和長期調(diào)整特征。

利用上述結(jié)果，建立誤差修正模型：

△LCPI₁=-0.001609+0.271020LGDPI_t-0.522414ecm_t-1

t：(-0.324256)(2.744643)(-3.384282)

R²=0.437304 DW=1.388093F=9.714493

各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量表明，模型基本通過檢驗(yàn)(其中常數(shù)項(xiàng)不顯著，可省略)。誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。模型中被解釋變量的波動(dòng)可分為兩部分，一部分是短期波動(dòng)，一部分是長期均衡，差分反映了變量短期波動(dòng)的影響。而居民消費(fèi)的短期變動(dòng)也可以分為兩部分：一部分是短期收入波動(dòng)的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，短期國內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)的變化會(huì)引起居民消費(fèi)永平波動(dòng)的同方向變化，如果國內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)變化1％，將引起居民消費(fèi)波動(dòng)變化0.27102％。誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值0.522414來看，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，以0.522414的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論與啟示

因果分析的結(jié)果表明。改革開放以來。上海市經(jīng)濟(jì)的增長能在很大程度上促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高，但居民消費(fèi)的增加并不能直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。因此，筆者認(rèn)為。上海市政府應(yīng)該轉(zhuǎn)變一直以來主要以刺激居民消費(fèi)來帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的方式，通過啟動(dòng)消費(fèi)、影響投資最終達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目的。

盡管上海市的國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平各自的增長是非平穩(wěn)的，但它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由誤差修正模型可以看出，上海市城鎮(zhèn)居民收入的變化對(duì)消費(fèi)的變化影響很大，收入增長率每變化1百分點(diǎn)，消費(fèi)增長率變化0.27102百分點(diǎn)，這反應(yīng)居民的消費(fèi)具有敏感性。而系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值-0.522414看，調(diào)整力度較大。因此。居民的消費(fèi)主要取決于居民的收入。從長期分析，要刺激消費(fèi)市場，必須依靠增加居民的人均可支配收入。對(duì)于刺激消費(fèi)的_些短期性政策，如降低利率、增加消費(fèi)信貸等。雖然短期內(nèi)可能擴(kuò)大消費(fèi)，但不可能影響消費(fèi)和收入的長期均衡關(guān)系，上一期擴(kuò)大的消費(fèi)將在下一期的消費(fèi)中進(jìn)行修正。因此，短期的消費(fèi)政策是無效的?？梢娨岣呔用裣M(fèi)水平，首先要在提高居民可支配收入上做文章。盡管結(jié)果表明消費(fèi)不是GDP增長的原因，長期來看不可能影響消費(fèi)和收入的長期均衡關(guān)系，但短期的消費(fèi)政策對(duì)GDP的增長仍有短期促進(jìn)作用。