【摘 要】依據(jù)1978～2009年我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗相關知識，對我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值關系進行檢驗。結果表明，1978～2009年我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系；Granger-Sims因果檢驗結果表明，在我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值這一相互影響和作用的過程中，從長期來看，體現(xiàn)為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對人均消費的影響。鑒于此，提出國家通過擴大出口、鼓勵投資來提升人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，并以此來提升人均消費水平。

【關鍵詞】人均消費；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；協(xié)整理論；實證研究

國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量一國國力的重要指標，也影響著人均消費。首先從概念上了解一下人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均消費，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Real GDP percapita），也稱作“人均GDP”，常作為發(fā)展經(jīng)濟學中衡量經(jīng)濟發(fā)展狀況的指標，是重要的宏觀經(jīng)濟指標之一，它是人們了解和把握一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟運行狀況的有效工具。那何謂人均消費呢？人均消費是指一定時期內(nèi)（月、年）平均每人占有和享受的物質(zhì)生活資料和服務的數(shù)量。它是一個國家整個經(jīng)濟活動成果的最終體現(xiàn)，也是反映人民物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。本文通過運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗，對人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關系進行探討，以期發(fā)現(xiàn)其中的規(guī)律，并提出切實可行的對策。

一、數(shù)據(jù)開源與研究方法

1．數(shù)據(jù)來源于2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，主要包括1978～2009年我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（表1）。

表1 1978～2009年我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值

2．研究方法。依據(jù)相關數(shù)據(jù)，應用Eviews3.0軟件得到1978～2009年我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值曲線（圖1）。由圖1可知，我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值一直呈現(xiàn)增長的趨勢，20世紀80年代增長緩慢，90年代后期增長加快。兩變量有明顯的時間趨勢，可能為非平穩(wěn)序列。如果直接分析兩變量之間的關系，可能產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。因此需要運用協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗和Eviews3.0軟件分析二者之間的關系。

圖1 我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值曲線

二、我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值關系的實證檢驗

1．單位根檢驗。為了保證時間序列的平穩(wěn)性，方便后續(xù)的研究，需要對我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值序列進行平穩(wěn)性檢驗。選用檢驗時間序列平穩(wěn)中的單位根檢驗方法檢驗我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值序列的平穩(wěn)性。為消除序列中可能存在的異方差，將我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值序列分別取對數(shù)，并應用Eviews3.0軟件做其曲線圖如圖2。

圖2 我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)曲線

由圖2可知，在樣本期內(nèi)，我國人均消費的對數(shù)序列和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)序列均呈現(xiàn)出上漲的趨勢。對兩序列去差分，相應的差分序列分別命名為dlnC和dlnG，得到dlnC和dlnG序列的曲線（如圖3）。由圖3可知，兩序列沒有明顯的增長趨勢。對我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)序列和相應的差分序列做ADF檢驗，滯后階數(shù)采用SC準則確定為1。檢驗結果表明，對于lnC，當滯后系數(shù)為1時，ADF統(tǒng)計量為-2.0939，大于5％水平下的臨界值，不能拒絕原假設，表明lnC為非平穩(wěn)的；對于lnG，當滯后系數(shù)為1時，ADF統(tǒng)計量為-3.0502，大于5％水平下的臨界值，不能拒絕原假設，表明lnG為非平穩(wěn)的。兩序列的差分序列均為平穩(wěn)序列（表2）。

圖3 dlnC和dlnG序列的曲線

表2 單位根檢驗結果

2．序列l(wèi)nC和lnG的協(xié)整性檢驗。由于兩序列l(wèi)nC和

lnG為同階單整的，因此可考慮二者之間的協(xié)整關系。根據(jù)Engle-Granger協(xié)整檢驗法相關原理，設協(xié)整方程為lnG=a+ulnC+et，用■和■表示回歸系數(shù)的估計值，則模型殘差估計值為■=lnG-■-■lnC，如■～I(0)，則lnC和lnG具有協(xié)整關系。采用1978～2009年的數(shù)據(jù)，運用Engle-Granger檢驗法進行協(xié)整回歸和協(xié)整檢驗，得到：

lnG=0.1372+1.0866lnC+et （1.9652）（114.4664）

R2=0.9976 F=13102.56 （1）

若變量lnC和lnG具有協(xié)整關系，則式（1）中的et應具有平穩(wěn)性。對殘差序列et做單位根檢驗，序列et的ADF值為-2.1832，5％水平臨界值為-1.9526，10％水平臨界值為-1.6216。殘差et的ADF統(tǒng)計量得小于5％、10％兩個顯著水平下的臨界值，故殘差et是穩(wěn)定的。因此接受變量lnC和lnG的協(xié)整假設。

3．Granger-Sims因果檢驗。協(xié)整檢驗是檢驗變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需進一步驗證。Granger提出的因果關系檢驗可以解決此類問題。由于模型的檢驗結果敏感地依賴于滯后期的選擇，因此，對于此檢驗按以下法則選取滯后期：首先根據(jù)AIC和SC準則，在不能確定的情況下，根據(jù)內(nèi)曼—皮爾遜提出的似然比（LR）統(tǒng)計量來確定滯后期。dlnC和dlnG關系的Granger-Sims因果檢驗結果如表3所示。

表3 dlnC和dlnG關系的Granger-Sims因果檢驗結果

由表3可知，當滯后期為1和2時，難以確定二者之間的Granger關系；當滯后期為3、4時，我國人均消費不是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger原因，但人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是人均消費的Granger原因。這一結論隱含的意義是：在短期內(nèi)，我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值相互之間沒有顯著影響，隨著時間推移，我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對人均消費的影響逐漸顯著。

綜上所述，在我國人均消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值相互影響作用的過程中，從長期看來，人均消費受人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，因此國家通過擴大出口、鼓勵投資來提升人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，借此來提升人均消費水平是可行的。如何擴大出口？我國可采取以下措施：在未來的一段時間內(nèi)，我國仍應當將出口的主要扶持力度放在手工業(yè)等產(chǎn)業(yè)方面，因為這是我國增加就業(yè)崗位、解決民生問題的有效手段；與此同時，我國要加大對于國外先進的技術手段和管理經(jīng)驗的引進，因為這將很大程度提升我國在世界競爭力，并且也有利于我國企業(yè)對于外資的利用。在當今的經(jīng)濟全球化的大背景之下，進行海外投資是每個國家提升商業(yè)競爭力的有效手段，所以我國應當讓積累的資本走出去。針對鼓勵投資來講，在吸取了發(fā)展中國家在利用外資的相關經(jīng)驗，再對我國現(xiàn)在的國內(nèi)經(jīng)濟形勢進行了透徹研究后，發(fā)現(xiàn)我國的對于外資的利用仍以海外直接投資為主，仍嚴格對待資本市場的開放。但是，我國在加入WTO時曾承諾下要逐步開放在資本市場和金融服務業(yè)，所以我們應當自主研究WYO的相關準則，并根據(jù)其中的要求整改我國的金融市場，在可控程度下加大對于金融市場的開放。因此不論采取擴大出口還是鼓勵投資的方式，從長期來講，人均國內(nèi)總值的增長總會起到提升人均消費的作用。

參 考 文 獻

[1]易丹輝．數(shù)據(jù)分析與EViews應用．北京：中國統(tǒng)計出版社，2002

[2]國家統(tǒng)計局．新中國六十年統(tǒng)計資料匯編．北京：中國統(tǒng)計出版社，2010

[3]孫敬水．計量經(jīng)濟學[M]．北京：清華大學出版社，2004