蘇 婕

（西藏民族大學，陜西 咸陽 712000）

一、引言

消費作為拉動經(jīng)濟增長的重要組成部分，對提升一個國家或地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值作用重大。2017年，西藏主要經(jīng)濟指標增速位居全國前列，但是與全國對比而言，西藏與我國中東部地區(qū)的經(jīng)濟水平仍然有很大的差距，西藏居民的可支配收入與消費支出都落后于國內(nèi)其他地區(qū)。因此，如何刺激城鄉(xiāng)居民消費，促進經(jīng)濟增長，是西藏當下經(jīng)濟發(fā)展所面臨的重大問題，而研究西藏居民消費與經(jīng)濟增長的關系顯得尤為重要。本文將運用協(xié)整理論，探討西藏經(jīng)濟增長與居民消費之間是否存在長期穩(wěn)定的關系。

二、協(xié)整理論與誤差修正模型

協(xié)整理論和誤差修正模型是20世紀80年代中后期發(fā)展起來的,它避免了傳統(tǒng)的OLS估計所可能導致的“虛偽回歸”問題,是處理非平穩(wěn)經(jīng)濟時間序列之間長期均衡關系和短期波動的有力工具。協(xié)整概念的核心是:若存在數(shù)個非平穩(wěn)的時間變量序列,若其某種線性組合構(gòu)成的新序列是平穩(wěn)的,則稱此線性組合具有協(xié)整性?？梢娙暨@幾個變量是協(xié)整的,則它們之間存在一個長期均衡關系。若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關系,則必然可以建立誤差修正模型,此模型可以反映短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度,即采用長期均衡誤差作為短期波動的修正項,從而得到有關偏離程度的調(diào)整信息。

在應用協(xié)整理論進行時間序列分析時,必須先對被分析序列進行單整檢驗,進而再進行協(xié)整性檢驗。單整檢驗最常用的方法為ADF檢驗。ADF檢驗（augmented Dickey-Fuller Test）方法通過在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項來控制高階序列相關。它假定序列yt服從AR(p)過程。對于兩個時間序列xt和yt，只有在它們同階單整即I(d)時，才可能存在協(xié)整關系。

協(xié)整檢驗結(jié)果表明變量之間是否存在長期的均衡關系,但是這種關系是否構(gòu)成因果關系還需要進一步驗證。格蘭杰(Granger)因果檢驗是一種用于考察序列x是否是序列y產(chǎn)生原因的方法，它解決了x是否引起y的問題，主要考察現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高。如果x在y的預測中有幫助，或者x與y的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說“y是由x Granger引起的。同時考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。

誤差修正模型ECM是一種反映具有協(xié)整關系變量序列的模型。若變量序列之間是協(xié)整的，則序列組合的結(jié)果產(chǎn)生的誤差為均衡誤差，它反映了序列與均衡之間的關系變量序列間存在著協(xié)整關系，意味著其之間有長期的均衡關系，可以運用誤差修正，將其短期波動量化。

三、實證分析

（一）指標與數(shù)據(jù)的選取

本文選取兩個指標，經(jīng)濟增長用西藏地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）表示，消費用居民消費總額（C）表示。為了消除價格因素的影響，采用居民消費價格指數(shù)（1990年=100）對數(shù)據(jù)進行處理，數(shù)據(jù)來源于2016年《西藏統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)范圍從1996年—2016年?？紤]到對數(shù)變換后不僅能更好地反映線性關系，還能消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，因此，對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理后得到lnGDP和lnC，運用Eviews9.0進行實證分析。

（二）單位根檢驗

采用ADF單位根檢驗，滯后階數(shù)采用AIC準則來確定，先對序列l(wèi)nGDP和lnC進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示，兩者的ADF值均大于顯著性水平為1%下的臨界值，接受原假設，認為序列l(wèi)nGDP和lnC為非平穩(wěn)序列，應繼續(xù)對各自的差分序列△lnGDP和△lnC進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果可以看出，差分序列的ADF值均小于臨界值，拒絕原假設，接受不存在單位根的結(jié)論，故為平穩(wěn)序列。因此，序列l(wèi)nGDP和lnC均為一階單整序列，即I（1）。

表1 ADF檢驗結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整理論表明：若幾個變量是協(xié)整的,則它們之間存在一個長期均衡關系。利用EG兩步法對其進行檢驗。由單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，由于變量ln(GDPt)和ln(Ct)均為一階單整，故可考慮兩者之間是否存在協(xié)整關系。設協(xié)整回歸模型為:

估計后得到

由回歸方程的估計結(jié)果可得殘差的表達式為

表2 殘差序列單位根檢驗

表2 殘差序列單位根檢驗

?

檢驗結(jié)果表明，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定為平穩(wěn)序列，即～I（0）。上述結(jié)果表明，ln(Ct)和ln(GDPt)之間存在協(xié)整關系，協(xié)整向量為（1，-0.9639）′。

（四）Granger因果關系檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，西藏居民消費與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否存在因果關系，本文將繼續(xù)對序列l(wèi)n(GDPt)和ln(Ct)進行Granger因果檢驗。因果關系的檢驗涉及滯后階數(shù)的選擇，建立在對二元VAR的的殘差進行正態(tài)同分布診斷的基礎上，根據(jù)AIC和SC最小準則，檢驗結(jié)果如表3所示：

?

由表3可以看出，原假設“GDP不是居民消費的Granger原因”與“居民消費不是GDP的Granger原因”的F值都顯著的不為零,檢驗結(jié)果表明：在95%的置信水平下，拒絕原假設?？梢哉J為：在5%的顯著性水平下，西藏居民消費與經(jīng)濟增長之間存在雙向Granger因果關系，即GDP變動是居民消費變動的Granger原因，反過來，居民消費的變動也是GDP變動的Granger原因。

（五）誤差修正模型

協(xié)整關系只是反應了變量之間的長期均衡關系，而誤差修正模型是為了建立短期的動態(tài)模型以彌補長期靜態(tài)模型的不足,它既能反映不同時間的長期均衡關系,又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。

由以上估計得到的ln(Ct)與ln(GDPt)的協(xié)整方程的殘差序列，令誤差修正項ecmt=,建立誤差修正模型,用OLS法進行估計得到方程:

其中

估計得到：

在誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響。經(jīng)濟增長變動可以分為兩部分：一部分是短期居民消費波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。根據(jù)模型（3-6）的回歸參數(shù)可以看出，誤差修正項ecmt反映了經(jīng)濟增長、居民消費的短期波動偏離它們長期均衡關系的程度，即居民消費總額每變動一個單位，將會引起西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的同方向變動0.3187個單位，而誤差修正項ecmt的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值（-0.1534）小于0來看，符合反向修正機制，即當短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.1534）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論

本文通過協(xié)整分析結(jié)果表明：西藏地區(qū)生產(chǎn)總值與居民消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，居民消費的增加，會拉動西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的顯著增加，居民消費對經(jīng)濟增長有很大的拉動作用，居民消費每增加1個百分點，西藏的地區(qū)生產(chǎn)總值將增加0.9639個百分點；

從Granger因果關系檢驗結(jié)果來看：西藏居民消費與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系，二者是相互影響的。一方面，西藏經(jīng)濟增長帶動居民消費水平的提高，而西藏居民消費的增長也對經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用；

由模型誤差修正系數(shù)具有的反向修正機制可知，西藏地區(qū)生產(chǎn)總值變動受到協(xié)整方程的約束,對長期均衡關系的偏離會在下一期得到修正。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項的系數(shù)起到了調(diào)整均衡偏差的作用，若出現(xiàn)偏離長期均衡的情況，將會對上一期的非均衡誤差以15.34%的調(diào)整力度對本期的地區(qū)生產(chǎn)總值做出反向修正。由此可見，隨著西藏地區(qū)生產(chǎn)總值的增加，居民消費水平也將不斷提高；而西藏消費機制的完善，也將對西藏經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生很大的影響作用。