吳 昱

(武漢理工大學管理學院，湖北 武漢 430070)

湖北省“十二五”規(guī)劃提出，“十二五”期間，湖北將積極促進投資與消費協(xié)調(diào)拉動，著力增強推動跨越式發(fā)展的內(nèi)生動力。作為典型的內(nèi)陸省份，湖北省出口貢獻率較小，投資和消費對經(jīng)濟增長的貢獻率高達95%以上。因此，研究投資、消費與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在機理和相互作用關(guān)系，對于加快形成消費、投資協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟增長的格局意義重大。

國外學者關(guān)于經(jīng)濟增長與投資、消費關(guān)系的實證研究主要體現(xiàn)在兩個方面，一方面?zhèn)戎赜谔接慒DI與經(jīng)濟增長是否具有雙向促進作用，BASU等[1]認為，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)或知識轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟增長產(chǎn)生長期正面效應;CARKOVIC等[2]指出，F(xiàn)DI與經(jīng)濟增長存在雙向因果關(guān)系，但運用單一方程進行回歸分析會引起并發(fā)性問題;而WERNERHEIM[3]否定了FDI與經(jīng)濟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與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，KRAFT[4]進行了開創(chuàng)性研究，提出經(jīng)濟發(fā)展與能源消費互相影響，但無法確定因果流的方向，隨后學者們運用格蘭杰因果關(guān)系和協(xié)整模型進行了實證評估，但結(jié)果存在爭議[5－8]。消費、投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直以來也是國內(nèi)學者在宏觀經(jīng)濟領域討論的熱點，他們普遍認為消費和投資對我國的經(jīng)濟增長都具有促進作用，但在作用力度和方向等問題上存在不同觀點[9－12]。

總的來說，國內(nèi)外學者對于經(jīng)濟增長、投資與消費之間的關(guān)系研究都主要局限于國家層面，而研究方向并不相同。我國學者較多利用固定資產(chǎn)投資總額、居民消費額反映投資和消費情況。筆者認為經(jīng)濟增長集中體現(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、最終消費額可從最終使用角度衡量投資、消費與經(jīng)濟增長之間的關(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)估計的一種新技術(shù)，可進行動態(tài)模型的設定、估計和檢驗[13]。在實際分析研究時，一般首先對時間變量序列及其一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗;其次檢驗變量間協(xié)整關(guān)系;然后對具有協(xié)整關(guān)系的時間變量序列進行因果關(guān)系檢驗;最后建立協(xié)整變量與均衡之間的誤差修正方程。

1.1 時間序列平穩(wěn)性檢驗

若一個時間序列具有穩(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檢驗時間序列的平穩(wěn)性，利用AIC和SC最小原則確定滯后階數(shù)。ADF檢驗模型為:

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

1.2 協(xié)整關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整思想萌芽于1978年，20世紀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上將空間結(jié)構(gòu)與時間動態(tài)相結(jié)合，反映不同時間序列之間的長期均衡關(guān)系。對于一組非平穩(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)于時間序列的趨勢項，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，而當變量間存在時間上先導－滯后關(guān)系時，格蘭杰因果關(guān)系檢驗可從統(tǒng)計上考察這種關(guān)系是單向還是雙向。對于兩變量X、Y，通過F檢驗估計以下回歸，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，λ為短期調(diào)整參數(shù)，且0＜λ＜1。

2 實證研究

按照支出法計算原則，選取GDP、最終消費額和資本形成額這3個指標研究湖北省消費、投資與經(jīng)濟增長的變動關(guān)系，數(shù)據(jù)來源為《湖北省統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為1978—2009年。為了消除價格因素影響，以1952年為基期，按可比價格計算得到GDP指數(shù)、最終消費指數(shù)和資本形成指數(shù);為了克服數(shù)據(jù)異方差性，對這3個變量進行對數(shù)化處理，分別用LGDP、LFCI和LCFI表示。

2.1 ADF單位根檢驗

為了選擇合適的回歸方程檢驗形式，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

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

ADF檢驗結(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

單位根檢驗表明，3個變量之間可能存在一個或多個長期穩(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行協(xié)整檢驗，跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果如表2所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗表

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，且LGDP、LFCI和LCFI之間存在一個協(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)化的估計結(jié)果，可以得到這3個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)委員會大會上傳來喜訊，中國廣西左江花山巖畫文化景觀申報項目通過大會審議表決，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、傳承與傳播奠定了一個國際基礎，花山巖畫這一非物質(zhì)文化遺產(chǎn)站到了一個更高更大的平臺上。如何利用申這個國際平臺展現(xiàn)自身的價值和魅力，吸引更多的國際關(guān)注，反過來為自身的保護、傳承與傳播創(chuàng)造更多的有利條件，是花山巖畫對外譯介承擔的一個必要任務。但是反觀花山巖畫目前的對外譯介情況，筆者卻覺得不容樂觀。

從估計方程可以看出，消費和投資對GDP有明顯的促進作用，其中，最終消費對GDP的產(chǎn)出彈性為0.606，資本形成對GDP的產(chǎn)出彈性為0.340，也反映出湖北省投資對經(jīng)濟增長的推動力遠小于消費需求的推動力，說明消費需求對經(jīng)濟增長的重要作用愈來愈明顯，因此，經(jīng)濟增長方式應該按照市場經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)律，實現(xiàn)由投資拉動型向消費主導型的重大轉(zhuǎn)變。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果揭示了3個變量間的長期均衡關(guān)系，通過Granger檢驗進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)系檢驗對滯后階數(shù)十分敏感，不同滯后階數(shù)選擇可能會導致完全相反結(jié)果，依據(jù)HSIAO提出的FPE最優(yōu)滯后準則來確定滯后階數(shù)，其表達式FPE=(T+K)SSR/[(T－K)T]，其中 T為樣本個數(shù)，K 為被估計的參數(shù)個數(shù)，SSR為殘差平方和[16]。由于3個變量選擇不同的滯后項在Eviews軟件中無法實現(xiàn)，因此根據(jù)時序數(shù)據(jù)樣本容量，依次選擇滯后1～4階，檢驗結(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，結(jié)論不再依賴于模型。因此，消費、投資與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系如圖3所示。

表3 不同滯后長度下Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表

圖3 消費、投資與經(jīng)濟增長因果關(guān)系圖

檢驗結(jié)果顯示，湖北省投資、消費與經(jīng)濟增長間存在較強的單向、雙向因果關(guān)系，其中，投資與經(jīng)濟增長呈雙向因果關(guān)系，且經(jīng)濟增長為投資的強因，反映投資拉動經(jīng)濟增長且經(jīng)濟增長帶動投資的增長，而消費與經(jīng)濟增長僅呈單向因果流，經(jīng)濟增長為消費的因，這與協(xié)整檢驗結(jié)果存在不同，表明湖北省的經(jīng)濟增長雖為投資驅(qū)動型，但消費對經(jīng)濟的影響作用大于投資，主要因為最終消費是社會經(jīng)濟運行的原動力，投資需通過最終消費對GDP產(chǎn)生作用，這與消費是投資的因相吻合。

2.4 誤差修正模型

為進一步分析各經(jīng)濟變量之間的短期相互關(guān)系，可建立描述湖北省消費、投資與GDP短期波動向長期均衡調(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都可分為兩個部分，一部分是自身及其他變量波動的影響，另一部分是自身偏離長期均衡的影響。對于GDP來說，上一期GDP、投資和消費的變化對本期GDP變化都有正向促進作用，而滯后兩期時情況相反;對于投資來說，上一期和滯后兩期的GDP、投資都對投資本期具有正向作用，消費卻為反向作用;對于消費來說，其變化情況與GDP類似，僅在滯后兩期時投資影響變?yōu)檎?。從變量的調(diào)整系數(shù)來看，一方面，消費對經(jīng)濟的影響程度要顯著高于投資;另一方面，消費的變化在滯后一期時對GDP作用最大，隨后影響慢慢減弱，而投資對GDP的影響隨滯后期變化慢慢增強，表明投資效果可能具有滯后性。從誤差修正項系數(shù)來看，均為負值，符合反向修正機制，其中，投資對偏離長期均衡的調(diào)整力度最大，消費次之。圖4反映了變量的短期波動情況。

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，誤差修正項的絕對值最大，表明該時期短期波動偏離長期均衡關(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，誤差修正項的數(shù)值都比較小，表明這些時期短期波動偏離長期均衡關(guān)系的幅度較小。

2.5 脈沖響應分析和方差分解

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受到一個沖擊從而對投資、消費和GDP即期及后期的影響。

投資對3個變量擾動響應圖如圖5所示，圖5(a)表明投資對其自身一個標準差新息立即做出了響應，第1期的響應值大約為0.035，隨后這種沖擊對投資的影響迅速減小，在第2期達到負向最大后，影響趨弱并呈正負震蕩，第6期后投資響應函數(shù)趨于零。由圖5(b)、(c)可知，消費和GDP對投資的擾動都沒有立即做出響應，其中，消費對投資的擾動響應在第2期呈弱正影響，在第3期呈強負影響，滯后作用明顯，隨后負影響趨弱，于第5期恢復穩(wěn)定;投資沖擊對GDP的影響在第2期達到正向最大，但整體影響幅度較小。

圖5 投資對3個變量擾動響應圖

脈沖響應函數(shù)可分析投資、消費和GDP對投資擾動沖擊變化的響應，可利用方差分解方法定量分析消費和GDP對投資變化的貢獻度，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，投資預測方差全部由投資自身擾動所引起;而在第2期，投資預測方差中有29.264%由GDP擾動所引起，僅0.239%由消費擾動所引起;隨著預測期推移，投資預測方差中由非投資變量擾動所引起的部分增加，而由投資自身擾動引起的部分減少，但其所占比例仍較大，在第5期時投資分解結(jié)果基本穩(wěn)定，其預測方差中有31.186%由GDP擾動所引起，1.932%由消費擾動所引起，66.883%由自身擾動所引起，這與圖5的結(jié)果基本一致。

3 結(jié)論

通過運用協(xié)整理論進行協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型構(gòu)建，并在后續(xù)研究中對最終消費和GDP進行了脈沖響應分析和方差分解，得到湖北省投資、消費與經(jīng)濟增長之間長期均衡及短期變動的作用機理圖如圖6所示。

圖6 長期均衡及短期變動的作用機理圖

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

(2)在沖擊響應和方差分解中，消費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)，且對消費和GDP的影響較小;而消費的沖擊恒為正且穩(wěn)定，對投資和GDP的影響起主導作用。因此，湖北省應積極實施拉動內(nèi)需、擴大消費的需求戰(zhàn)略，采取一系列有利于開拓市場的新舉措，促進經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展。

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