楊妍妍 孫秋霞 高齊圣

（1.青島大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266071；2.山東科技大學(xué) 理學(xué)院，山東 青島 266510）

1 研究背景

自1990年以來，我國經(jīng)濟(jì)增長經(jīng)歷了幾次大的波動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變是保增長的實(shí)質(zhì)，即經(jīng)濟(jì)增長形式的轉(zhuǎn)型成功與否決定著保增長目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)情況.目前普遍認(rèn)為啟動(dòng)內(nèi)需是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型的主要方法.內(nèi)需包括投資和消費(fèi)，消費(fèi)和投資如何拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長？它們之間關(guān)系的合理有效分析是進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長方式選擇或轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵.因此研究消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系有著重要的現(xiàn)實(shí)意義.

近年來，有關(guān)消費(fèi)、投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究很多，取得了許多有價(jià)值的結(jié)論.孟昊［1]指出消費(fèi)與投資對中國經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用，而且兩者具有聯(lián)動(dòng)的效應(yīng)，并采用線性回歸模型對我國消費(fèi)與投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了計(jì)量分析，得出當(dāng)期消費(fèi)對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的影響大于當(dāng)期投資的影響以及投資的影響有其滯后性的結(jié)論，最后指出我國要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，根本方法在于擴(kuò)大需求，刺激消費(fèi)，并提出了刺激消費(fèi)的舉措.蔣平［2]基于凱恩斯模型，利用對數(shù)回歸模型計(jì)算得出實(shí)踐中我國的GDP與消費(fèi)、投資、進(jìn)口、出口4個(gè)變量之間量的關(guān)系和增長率的關(guān)系，指出擴(kuò)大內(nèi)需是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的不變真理，無論從量還是從增長率來看，消費(fèi)對產(chǎn)出的影響都是最大的，投資仍可以擴(kuò)大，但須謹(jǐn)慎.國家統(tǒng)計(jì)局課題組［3]通過計(jì)算貢獻(xiàn)率分析了投資和消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的情況，深入剖析了我國投資主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長的深層原因及不良后果，并分析了國際上一些國家經(jīng)濟(jì)增長從投資主導(dǎo)型向消費(fèi)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實(shí)途徑.可以看出，認(rèn)清我國投資消費(fèi)的具體現(xiàn)狀，對于如何有效實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)型起著基礎(chǔ)性的作用.賀鏗等［4]全面分析了投資率、消費(fèi)率與經(jīng)濟(jì)增長率的變動(dòng)軌跡，揭示了投資率、消費(fèi)率與經(jīng)濟(jì)增長率的客觀關(guān)系，得出了我國消費(fèi)的需求效應(yīng)大于投資的需求效應(yīng)的結(jié)論.許永兵［5]通過數(shù)學(xué)模型驗(yàn)證了三大需求與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，指出三大需求的變化與經(jīng)濟(jì)增長均呈現(xiàn)正向密切相關(guān)關(guān)系.同時(shí)，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有主導(dǎo)作用，消費(fèi)需求還是阻止經(jīng)濟(jì)劇烈波動(dòng)的穩(wěn)定力量.李占風(fēng)，袁知英［6]通過建立聯(lián)立方程模型以及相應(yīng)脈沖函數(shù)，對我國歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，揭示了我國改革開放以來消費(fèi)、投資、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系.任碧云［7]在文中通過分別計(jì)算城鄉(xiāng)投資率與消費(fèi)率，得出結(jié)論：當(dāng)前城市主要表現(xiàn)為消費(fèi)不足，農(nóng)村則主要是投資不足.基于此結(jié)論提出了在城市應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)啟動(dòng)消費(fèi)，在農(nóng)村應(yīng)當(dāng)優(yōu)先增加政府投資的主張.

從以上文獻(xiàn)可以看出，文獻(xiàn)［1－3]利用單方程模型，把消費(fèi)、投資、進(jìn)口與出口看作是外生變量，將產(chǎn)出GDP作為內(nèi)生變量，只能描述消費(fèi)、投資、進(jìn)口與出口對產(chǎn)出GDP之間的單向因果關(guān)系，即若干解釋變量的變化引起被解釋變量變化.但是現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是錯(cuò)綜復(fù)雜的，這種處理忽略了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中變量間的內(nèi)在聯(lián)系，使得參數(shù)估計(jì)存在一定程度的偏差，從而無法準(zhǔn)確地描述消費(fèi)、投資、進(jìn)口和出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響.要描述消費(fèi)、投資、進(jìn)口、出口與產(chǎn)出GDP之間存在交錯(cuò)的雙向或者多向因果關(guān)系，必須利用聯(lián)立方程模型來研究復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象.文獻(xiàn)［6]采用了聯(lián)立方程模型，但是沒有考慮文獻(xiàn)［7]中提到城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，以及由此產(chǎn)生的城鄉(xiāng)投資消費(fèi)關(guān)系的差異，不利于我國城鄉(xiāng)投資與消費(fèi)策略的制定.

因此本文從我國城鄉(xiāng)投資和消費(fèi)的數(shù)據(jù)出發(fā)，通過建立聯(lián)立方程模型主要分析城鎮(zhèn)和農(nóng)村的投資、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互作用關(guān)系，并通過引入投資、消費(fèi)和總產(chǎn)出的滯后變量來反映變量間的動(dòng)態(tài)影響.根據(jù)模型分析，給出相應(yīng)結(jié)論，為調(diào)整我國投資消費(fèi)的失調(diào)關(guān)系提供理論依據(jù).

2 變量選取與模型的構(gòu)建

本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y），最終消費(fèi)支出C，其中包括：城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)支出（C1，C2），和政府消費(fèi)支出（G），城鎮(zhèn)固定投資和農(nóng)村固定投資（I1，I2），進(jìn)口、真實(shí)出口（M，E）作為研究對象.假設(shè)政府消費(fèi)（G）和真實(shí)出口E為外生變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)、固定投資和進(jìn)口為內(nèi)生變量，如果將居民消費(fèi)和固定投資兩部分按城鄉(xiāng)進(jìn)行細(xì)分，則國內(nèi)生產(chǎn)總值的均衡方程設(shè)為

在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，居民消費(fèi)支出往往決定于當(dāng)期的收入水平以及消費(fèi)者自身的消費(fèi)習(xí)慣，故可將當(dāng)期總產(chǎn)出和前期消費(fèi)值引入模型中，建立消費(fèi)方程：

同時(shí)，投資一般分為引致投資和自發(fā)投資兩部分，前者通常是由于國民收入的變動(dòng)而引起的，顯然會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響；后者則是由于一些外生因素的變動(dòng)所引起的，往往會(huì)對前期投資進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，因此可將上一期總產(chǎn)出的改變量和前期投資額納入模型，建立投資方程：

另外，進(jìn)口貿(mào)易受到國內(nèi)消費(fèi)需求的影響較多，當(dāng)然，當(dāng)期的收入也對其產(chǎn)生必然的制約作用，因此可以確定進(jìn)口方程為

可以看出式（1）（3）是遞歸方程組，式（3）可以直接代入方程（1），再結(jié)合方程（2）（4），建立聯(lián)立方程模型：

其中，λ0＝γ1＋μ1，λ1＝γ2＋μ2，ΔY＝Y(jié)t－1－Yt－2.

經(jīng)整理，模型（5）第一個(gè)方程的簡化式為

3 聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計(jì)及分析

3.1 數(shù)據(jù)的預(yù)處理

本文數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010，樣本區(qū)間為1996～2009年的年度數(shù)據(jù)（鑒于按城鄉(xiāng)分全社會(huì)固定投資數(shù)據(jù)自1995年開始）.Y取支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值，C1，C2分別是城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)支出，G為政府消費(fèi)支出，I1，I2分別是城鎮(zhèn)、農(nóng)村的固定投資總額（注意：固定資本形成總額因數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方式無城鄉(xiāng)區(qū)別，此處用全社會(huì)固定投資代替），M，E分別為進(jìn)口和真實(shí)出口總額（采用以人民幣為單位的數(shù)據(jù)）.為了消除物價(jià)變動(dòng)對以上各變量的影響，以便數(shù)據(jù)具有可比性，利用商品零售價(jià)格總指數(shù)（1995＝100）對國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口總額進(jìn)行平減，利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對國家消費(fèi)和居民消費(fèi)（分別用城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）進(jìn)行換算，投資數(shù)據(jù)利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行換算.

3.2 模型的參數(shù)估計(jì)與分析

3.2.1 聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計(jì)及分析

首先利用2SLS方法估計(jì)聯(lián)立方程模型（5）.由于本文目的在于主要研究投資、消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用，因此下面估計(jì)GDP的簡化方程（6），得到：

式中，adjR2＝0.999 5，D.W.＝2.45，說明該方程的擬合優(yōu)度很好，同時(shí)顯示了殘差序列不相關(guān)，即數(shù)據(jù)中的相關(guān)信息得到了充分的提取.由于簡化方程的參數(shù)表示的是前生變量對內(nèi)生變量的直接影響和間接影響的總和，故由上式可知，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的前期消費(fèi)分別每增加1元，當(dāng)期產(chǎn)出分別增加0.28元和1.97元；而城鎮(zhèn)和農(nóng)村的前期投資分別每增加1元，當(dāng)期產(chǎn)出分別增加0.31和1.06元；當(dāng)期政府消費(fèi)每增加1元，會(huì)帶來當(dāng)期產(chǎn)出增加2.86元；當(dāng)期出口貿(mào)易每增加1元，當(dāng)期產(chǎn)出增加0.86元；另外上一期的國民收入的改變量即前期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也對當(dāng)期產(chǎn)出產(chǎn)生影響，前期產(chǎn)出額凈增量為1元，當(dāng)期產(chǎn)出相應(yīng)增加0.41元.分析以上實(shí)證結(jié)果可以看出，我國農(nóng)村的居民消費(fèi)和固定投資對經(jīng)濟(jì)增長的綜合影響相對城鎮(zhèn)的居民消費(fèi)和固定投資對經(jīng)濟(jì)增長的綜合影響較大些；政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比居民消費(fèi)強(qiáng)一些，同時(shí)相對整體投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，整體消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)更為明顯.另外，城鎮(zhèn)的消費(fèi)與投資在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方面，其貢獻(xiàn)相差不多；而農(nóng)村的消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用較投資的作用將近高出一倍.

從我國城鄉(xiāng)各自的固定資產(chǎn)投資增長率看，1996～2009年城鎮(zhèn)固定投資額年均增長率比農(nóng)村高出5%左右，分別為20.26%和14.38%；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額投向城鎮(zhèn)的比例平均約占81.98%，而投向農(nóng)村的平均只有18.02%，且這種城鎮(zhèn)與農(nóng)村的差距增大的趨勢仍在進(jìn)一步發(fā)展，因此，我國投資的現(xiàn)狀是城鎮(zhèn)的投資相對過熱，而農(nóng)村的投資明顯太少.結(jié)合以上實(shí)證，可以看出盡管農(nóng)村投資的數(shù)額比例和增長率均較小，但其對經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用明顯，因此在制定相應(yīng)政策時(shí)，必須基于這一事實(shí)，加強(qiáng)農(nóng)村的投資力度，以縮小城鄉(xiāng)投資差距，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速平穩(wěn)發(fā)展.

就消費(fèi)而言，居民消費(fèi)總額中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)所占比例由1996年的57.1%上升到2009年的72.82%，而農(nóng)村居民消費(fèi)額所占的比例則由42.9%下降到27.18%.通過比較實(shí)證結(jié)果和數(shù)據(jù)分析，可以看出：農(nóng)村居民消費(fèi)的數(shù)額比例較小，但其對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用非常明顯，遠(yuǎn)高于農(nóng)村投資、城鎮(zhèn)消費(fèi)及投資的促進(jìn)作用.而我們知道，制約農(nóng)民消費(fèi)的主要因素就是農(nóng)村的生產(chǎn)力偏低，農(nóng)民的收入偏低，因此增加農(nóng)村投資，提高農(nóng)民收入，啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)，可以更有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展.

城鎮(zhèn)與農(nóng)村的消費(fèi)方程分別為

由上式可以看出，總產(chǎn)出每增加1元，城鎮(zhèn)、農(nóng)村的居民消費(fèi)支出分別增加0.03元、0.02元；而前期的消費(fèi)值每增加1元，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出分別增加0.95元、0.54元，自適應(yīng)預(yù)期的調(diào)整系數(shù)分別為0.05和0.46，說明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為由短期向長期的調(diào)整幅度比農(nóng)村居民小得多；相對于經(jīng)濟(jì)增長，消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣對消費(fèi)的支出影響更大一些，因此要啟動(dòng)消費(fèi)，尤其是啟動(dòng)農(nóng)村的居民消費(fèi)，應(yīng)以提高農(nóng)民生活質(zhì)量，養(yǎng)成理性消費(fèi)習(xí)慣為原則.

進(jìn)口方程為

以上方程說明：當(dāng)期政府消費(fèi)支出是拉動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易的主要力量，同時(shí)當(dāng)期產(chǎn)出每增加1元，會(huì)帶來進(jìn)口增加0.95元，而居民消費(fèi)對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)相關(guān)影響，當(dāng)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)分別每增加1元時(shí)，進(jìn)口則分別減少3.99元、11.74元.

3.2.2 投資方程的參數(shù)估計(jì)及分析

利用OLS估計(jì)方程組（2）的系數(shù)，可以得到城鎮(zhèn)與農(nóng)村的投資方程為

該方程的各項(xiàng)系數(shù)均可以通過檢驗(yàn)，可見上一期總產(chǎn)出的改變量會(huì)對投資產(chǎn)生顯著影響，其中對城鎮(zhèn)投資的影響相對農(nóng)村投資來講，要高出兩倍之多.而投資行為的調(diào)整系數(shù)城鄉(xiāng)的差別也較大，分別為0.11、0.45，這與農(nóng)村投資的抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱是分不開的.在城鎮(zhèn)，前期總產(chǎn)出的增長量和前期投資量對當(dāng)期投資的影響相當(dāng)；而在農(nóng)村，前者的力量明顯弱于其在城鎮(zhèn)的表現(xiàn)，且顯著小于投資活動(dòng)的延續(xù)性.

4 結(jié) 論

本文基于我國1996～2009年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，引入帶有滯后項(xiàng)的聯(lián)立方程模型，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的投資和消費(fèi)、國家消費(fèi)支出以及真實(shí)出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對城鄉(xiāng)投資和消費(fèi)的影響、政府消費(fèi)和居民消費(fèi)對進(jìn)口貿(mào)易的影響進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：

1）經(jīng)濟(jì)增長同時(shí)受居民消費(fèi)、投資、政府消費(fèi)和真實(shí)出口的影響，它們都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，隨著滯后期的增加影響逐漸增強(qiáng).從影響程度上看，就平均而言政府消費(fèi)影響最大，當(dāng)期的政府消費(fèi)增加一個(gè)單位會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出增長2.86個(gè)單位.因此，政府消費(fèi)的適度增加是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要手段之一.農(nóng)村的居民消費(fèi)和投資次之，農(nóng)村的前期消費(fèi)和農(nóng)村的前期投資分別增加一個(gè)單位，當(dāng)期產(chǎn)出分別增加1.97個(gè)單位和1.06個(gè)單位，故農(nóng)民消費(fèi)和農(nóng)村投資的增長將成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最有效手段.

2）相對城鎮(zhèn)而言，農(nóng)村的消費(fèi)和投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用明顯較大，而農(nóng)村的投資和消費(fèi)的絕對數(shù)卻相對較少.所以，應(yīng)該在城鎮(zhèn)和農(nóng)村采取不同的投資消費(fèi)策略，其重心應(yīng)該是：穩(wěn)定城鎮(zhèn)發(fā)展規(guī)模，著力增加農(nóng)村的各項(xiàng)投資；擴(kuò)大農(nóng)民的消費(fèi)需求的重點(diǎn)應(yīng)放在改善農(nóng)民收入的前提下.通過一系列舉措，增加農(nóng)民的收入，提高農(nóng)民生活質(zhì)量，進(jìn)而拉動(dòng)農(nóng)民的消費(fèi)支出.

3）經(jīng)濟(jì)增長對城鄉(xiāng)的消費(fèi)、投資以及進(jìn)口貿(mào)易均有直接的正向影響，其中經(jīng)濟(jì)增長對進(jìn)口貿(mào)易的影響最大，當(dāng)期產(chǎn)出每增加一個(gè)單位，會(huì)帶來進(jìn)口增加0.95個(gè)單位；對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響相對最小.

4）從城鎮(zhèn)與農(nóng)村的消費(fèi)來看，前期消費(fèi)對城鄉(xiāng)居民的當(dāng)期消費(fèi)均有影響，且對城鎮(zhèn)居民的影響相對農(nóng)村居民要大一些，前期消費(fèi)值每增加一個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出分別增加0.95個(gè)單位和0.54個(gè)單位.進(jìn)而可知大力拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)還是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長最直接的方式.

總而言之，基于上述分析，可知城鎮(zhèn)存在投資偏多，消費(fèi)額比例偏大，而農(nóng)村存在投資不足和農(nóng)民收入偏低消費(fèi)比例偏小.進(jìn)而認(rèn)為中國未來經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力將主要來自于農(nóng)村，因此應(yīng)該增加農(nóng)村投資，增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民生活質(zhì)量，以此推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)快速健康地增長.

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