伍 星

（1.四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，成都 610064；2.成都工業(yè)學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，成都 611730）

0 引言

任何國家和地區(qū)的經(jīng)濟增長都依賴“三駕馬車”拉動，由于經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)、發(fā)展水平與宏觀環(huán)境等方面的不同，消費、投資與凈出口的搭配也存在不同。作為人口大國，我國消費市場之大是其他國家不可比擬的。但是，近些年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值拉動的第一駕馬車卻是投資，而國內(nèi)消費這架馬車的拉動力卻跟不上。因此，我國必須優(yōu)化“三駕馬車”配置結(jié)構(gòu)，扭轉(zhuǎn)投資、出口與消費的錯配格局。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論，無論是消費、投資還是出口，其對經(jīng)濟增長的拉動作用都符合邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。目前，我國投資這架馬車的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律相對更為明顯。但換個視角，在邊際效應(yīng)遞減的前提下，“三駕馬車”除了直接拉動經(jīng)濟之外，會不會受邊際效應(yīng)的貢獻而帶來新的影響？這似乎更值得我們探究。因此，本文借鑒前人的研究方法，實證分析“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長的附加影響。

1 理論模型

1.1 邊際貢獻的收斂均衡模型

邊際貢獻模型同所有西方經(jīng)濟學(xué)的假設(shè)一樣，采用支出法核算地區(qū)生產(chǎn)總值，即總支出等于消費支出、投資支出與凈出口之和，其中消費既包括居民消費又包括政府消費。該模型是采用收斂回歸的方法來計算消費與投資對經(jīng)濟增長的貢獻，分為平均貢獻和邊際貢獻。平均貢獻是衡量自變量對經(jīng)濟增長貢獻的相對大小，邊際貢獻是衡量自變量變化極小幅度時引起的經(jīng)濟增長的變化幅度。平均貢獻用ATR表示，邊際貢獻用MTR表示，消費用C表示，投資用I表示，凈出口用X表示，用比率來衡量邊際遞減程度，可得消費對經(jīng)濟增長邊際貢獻的收斂率如下：

同理，可計算出投資、凈出口對經(jīng)濟增長邊際貢獻的收斂率，分別用AMRI和AMRX表示，邊際貢獻收斂率的表達式如下：

下面，用回歸分析方法分別估算各個自變量的邊際貢獻變化率對經(jīng)濟增長的影響。參考MCCRARY和Justin（2008）、LEIGH和ANDREW（2008）等人的方法，具體的收斂回歸計量模型如下：

其中，Ct’表示消費對時間的變化率，即指消費對時間的增長率；It’表示投資對時間的變化率，即指投資對時間的增長率；Xt’表示凈出口對時間的變化率，即指凈出口對時間的增長率；Yt’表示總產(chǎn)出對時間的變化率，即指總產(chǎn)出對時間的增長率；AM、AM、AM分別表示在t時期內(nèi)消費、投資與凈出口對經(jīng)濟增長的收斂率；ai、bi、ci（i=0,1,2）分別為以上三個計量模型的系數(shù)（其中a0、b0、c0為常系數(shù)）；uC、uI和uX分別為三個計量模型的隨機誤差項；t表示時間序列。

1.2 均衡性分析

為了更好地區(qū)別計算公式與符號，假定C表示最終消費，c表示家庭消費；I表示資本總額，k表示資本存量。c’（t）和k ’（t）分別表示c（t）和k（t）的函數(shù)，為了計算的實用性與便捷性，采用平衡增長路徑的線性近似方程來代替非線性方程分析收斂的均衡性。

在k=k*、c=c*的附近分別取一階泰勒近似，可得：

根據(jù)經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)理論可知，福利最大化的均衡條件為：

其中，c、ρ、θ和g都是常數(shù)，c表示家庭消費，θ表示居民邊際消費的風(fēng)險，g表示人口的增長率，ρ表示一個初始值。

給定一個ρ，利用式（5）至式（7），并在k=k*、c=c*處取值，可得：

“中國和印度的經(jīng)驗表明，強大國家和強大社會同時出現(xiàn)，隨著時間的流逝，而相互平衡，相互抵消，這樣才會有較好形式的自由”。③馬克思·韋伯認(rèn)為，中國在秦朝就具有現(xiàn)代國家治理的要素，但是沒有形成強大社會相平衡，法治要素缺乏，所以難以形成現(xiàn)代民主化的國家構(gòu)建；相反，印度則因宗教、種姓制度形成了強大的社會要素基礎(chǔ)，但難以形成強大的統(tǒng)一國家，也影響了現(xiàn)代國家的構(gòu)建。英國基于個人主義、權(quán)利制衡基礎(chǔ)上的政治治理結(jié)構(gòu)，是特定條件下形成的特定結(jié)果。

由上述可知，與的增長率依存于兩者的比例，當(dāng)給定一個關(guān)系式時，如果?恰好使得?與以相同的速度變化，即以相同的速率同時上升或下降，那么最終的增長率將不會發(fā)生改變。因此，當(dāng)且僅當(dāng)?與?以不同速度改變時，最終的變化率才不等于零。

2 實證模型原理解釋

根據(jù)上述的理論模型，可以通過對系數(shù)大小和方向的考察，來研判“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長的附加影響。根據(jù)式（4）至式（6）的計量模型組，分別觀察消費、投資和出口的邊際增長貢獻率系數(shù)，從而判斷附加影響的程度。

對于第一個計量模型，主要考查的是消費的邊際增長貢獻所帶來的附加影響。這里，以最終消費的變化率為因變量，以宏觀經(jīng)濟變化率、消費對經(jīng)濟增長的邊際貢獻收斂率作為自變量。結(jié)合前面的理論分析，a1即為社會總產(chǎn)出變化一個單位值而引起的最終消費量的變化量，本質(zhì)上屬于短期的影響系數(shù)；a2即為消費的邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的附加影響。若a2為正，則附加影響為正向推動，a2數(shù)值越高，則附加影響力也就越高。

對于第二個計量模型，主要考查的是投資的邊際增長貢獻帶來的附加影響。以投資的變化率為因變量，以宏觀經(jīng)濟變化率、投資對經(jīng)濟增長的邊際貢獻收斂率作為自變量。與上面相仿，b1即為社會總產(chǎn)出變化一個單位值而引起的投資的變化量，本質(zhì)上也屬于短期影響系數(shù)；b2即為投資的邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的附加影響。若b2為正，則附加影響為正向推動，b2數(shù)值越高，則附加影響力也就越高。

對于第三個計量模型，考查出口的邊際增長貢獻帶來的附加影響。以凈出口的變化率為因變量，以宏觀經(jīng)濟變化率、出口對經(jīng)濟增長的邊際貢獻收斂率作為自變量。其中，c1即為社會總產(chǎn)出變化一個單位值而引起的出口變化量，c2即為出口的邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的附加影響。

3 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

3.1 指標(biāo)選取

根據(jù)前文的理論模型，針對相關(guān)變量進行指標(biāo)選取，具體如下：

（1）社會總產(chǎn)出。該變量主要反映一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)的綜合產(chǎn)出水平，一般將國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP或國民生產(chǎn)總值GNP作為指標(biāo)。由此，本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值作為社會總產(chǎn)出的指標(biāo)。

（2）最終消費。對于消費變量，很多研究是將地區(qū)城鎮(zhèn)或城鄉(xiāng)居民人均消費支出額作為指標(biāo)進行實證。本文認(rèn)為，這種做法在某些情況下確實可行，但諸如本文考慮到社會總產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)時，選取代表消費支出規(guī)模的指標(biāo)可能更加合適。由此，根據(jù)我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)中關(guān)于支出法統(tǒng)計，選取最終消費支出額作為最終消費的指標(biāo)。進一步需要說明，前面社會總產(chǎn)出的指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值也是根據(jù)支出法得到的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

（3）投資。對于投資指標(biāo)，學(xué)術(shù)界有三種比較常見的選擇方法，一是直接選取全社會固定資產(chǎn)投資總額，二是選取資本形成總額，三是選取資本存量。由于統(tǒng)計口徑問題，第一種方法的固定資產(chǎn)投資總額是對一定時期內(nèi)的全社會建造、購置固定資產(chǎn)活動規(guī)模的描述，在統(tǒng)計數(shù)值上往往偏高，與社會總產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)可能不匹配。第三種方法雖然較為科學(xué)，但處理過程較為繁瑣，涉及到固定資產(chǎn)折扣、初始資本存量等指標(biāo)，因此本文未采用這種方法。最終，本文選取資本形成總額作為投資的指標(biāo)，該指標(biāo)也與支出法確定生產(chǎn)總值的結(jié)構(gòu)相匹配。

（4）出口。由于最終消費和投資都是將支出法確定國內(nèi)生產(chǎn)總值時涉及到的指標(biāo)作為代理指標(biāo)的，因此在選擇出口指標(biāo)時，也選取支出法欄目中的貨物和服務(wù)凈出口作為指標(biāo)。

3.2 數(shù)據(jù)來源

為了使實證分析更加精準(zhǔn)，有必要盡量擴大樣本容量，由此，本文采用包含時間序列和橫截面的面板數(shù)據(jù)樣本?；跀?shù)據(jù)可得性，選取2006—2016年我國大陸31個省份共11×31樣本。由于前面指標(biāo)中，投資、出口兩個指標(biāo)難以用合適的價格指數(shù)進行平減，故而對所有指標(biāo)均未采用平減處理，即直接使用統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)進行實證。2006—2015年數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，2016年數(shù)據(jù)通過中經(jīng)網(wǎng)和網(wǎng)上其他途徑搜集得到。

表1 描述性統(tǒng)計分析

4 實證分析

考慮到“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減對我國經(jīng)濟增長的附加影響會有動態(tài)性，因此本文擬采用面板數(shù)據(jù)模型中的一種特殊的回歸方法——變系數(shù)回歸法進行實證檢驗。由于本文重點在于考察“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟附加影響是否存在動態(tài)性，因此在進行普通回歸方法的基礎(chǔ)上，選用時序變系數(shù)進行回歸分析。

采用面板數(shù)據(jù)回歸，需確定面板數(shù)據(jù)回歸效應(yīng)類型。一般地，面板數(shù)據(jù)模型包含三種效應(yīng)類型：固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和混合效應(yīng)。通過豪斯曼檢驗，所有回歸均拒絕了隨機效應(yīng)；而通過LR檢驗，均接受了固定效應(yīng)。普通回歸結(jié)果見表2，變系數(shù)回歸結(jié)果整理見表3。

表2 普通回歸結(jié)果

表3 變系數(shù)回歸結(jié)果

比較普通回歸和變系數(shù)回歸的結(jié)果可知，變量Yt’和AMRt的系數(shù)結(jié)果相差不大，一方面體現(xiàn)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，另一方面可以僅采用變系數(shù)回歸結(jié)果進行分析。

（1）消費邊際效應(yīng)遞減的附加影響

根據(jù)回歸結(jié)果，從綜合影響來看，消費邊際貢獻收斂率的系數(shù)為0.481，且通過1%的顯著性檢驗，這表明消費的邊際貢獻遞減仍然對經(jīng)濟增長帶來了拉動作用。從動態(tài)變化來看，附加影響的系數(shù)總體上存在減小的趨勢，由此表明了消費邊際貢獻遞減對經(jīng)濟增長的附加影響也表現(xiàn)出降低的動態(tài)趨勢。由于我國消費的內(nèi)需拉動作用持續(xù)表現(xiàn)出不足的狀況，因此根據(jù)邊際效應(yīng)遞減，如果不能挖掘新的消費增長點，那么以后這種附加影響可能無法得到增加。但根據(jù)圖1的變化趨勢，預(yù)計未來兩三年內(nèi)這種附加影響值基本處在0.2附近。

（2）投資邊際效應(yīng)遞減的附加影響

總體來看，投資邊際貢獻收斂率的系數(shù)為0.452，且通過1%的顯著性檢驗，這表明投資的邊際貢獻遞減，也仍然能對經(jīng)濟增長帶來正向拉動作用。從動態(tài)變化來看，附加影響的系數(shù)也基本上保持了不斷減小的趨勢。由此表明了投資邊際貢獻遞減對經(jīng)濟增長的附加影響也處于不斷降低的變化過程中。由圖1可知，這種變化趨勢與消費的變化趨勢基本保持一致，而且兩者的附加影響程度不斷逼近。

（3）出口邊際效應(yīng)遞減的附加影響

圖1 “三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減的附加影響動態(tài)變化趨勢

總體來看，出口邊際貢獻收斂率的系數(shù)為-0.299，且通過5%的顯著性檢驗，這表明出口的邊際貢獻遞減，能對經(jīng)濟增長帶來抑制作用。這個結(jié)果與消費和投資的結(jié)果截然不同。從動態(tài)變化來看，附加的負(fù)面影響表現(xiàn)出不斷降低的趨勢。其中，2008年和2009年的附加影響系數(shù)很小且不顯著，原因可能是金融危機導(dǎo)致出口受挫。盡管出口邊際貢獻的負(fù)面影響較小，且不斷降低，但負(fù)面影響也需要引起重視。

5 結(jié)論與展望

本文通過收斂均衡模型的實證分析，得到如下結(jié)論：消費、投資和出口“三駕馬車”的邊際效應(yīng)遞減，都能對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的附加影響。其中，消費和投資的邊際貢獻遞減均會帶來正向拉動作用，而且這種拉動力表現(xiàn)出不斷降低的趨勢；而出口邊際貢獻遞減卻帶來負(fù)向抑制作用，且這種抑制作用也基本上逐年減小。

本文從收斂均衡的角度研究“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減是否也能帶來附加影響，是一個較新的研究課題，且對國家施政也具有一定的支撐。但是，本文的研究還處于初步探索階段，而且在實證模型上仍選取線性回歸模型，未考慮“三駕馬車”邊際效應(yīng)遞減對經(jīng)濟增長是否存在非線性影響，這些問題也值得深入研究。