政府、居民消費與中國經濟增長的因果關系

摘要：本文運用協整、格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，利用1978-2006年的年度經濟數據對我國政府消費、居民消費和經濟增長的關系進行層次遞進的實證分析，實證結果表明：我國居民消費、政府消費和經濟增長之間存在長期均衡關系，居民消費增長是經濟增長的因果原因，政府消費增長是居民消費增長的因果原因。

關鍵詞：政府消費；居民消費；經濟發展；格蘭杰因果檢驗；脈沖響應

中圖分類號：F014.5

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2484-2008（05）-0049-07

一、引 言

投資、消費、出口是拉動一國經濟發展的“三駕馬車”，三者均衡增長，國民經濟才能健康、平穩地發展。但是，投資需求只是中間需求，只有消費需求才是真正的最終需求，消費需求規模的擴大和結構升級才是經濟增長的源動力。馬克思的消費理論和西方經濟學理論都肯定了消費在經濟增長中的重要作用。馬克思的消費理論指出，消費是生產的最終目的，因而最終消費是引導經濟發展的源動力。西方經濟學理論認為消費需求是真正的最終需求，對于投資需求進而對整個經濟增長起著直接的和最終的制約作用，是經濟增長的根本動力。因此，如何增強消費對經濟的拉動作用，進而確立消費主導拉動的經濟增長模式，始終是經濟學界和國家實際部門研究的熱點問題。

改革開放以來，在“三駕馬車”的拉動下，我國經濟經歷了近30年的高增長。但是，近年來，我國消費率不斷下降，投資率持續上升，經濟增長主要依靠投資需求拉動。在投資與出口雙雙大幅增長的同時，我國消費率明顯下降，1978年到2006年間，我國的消費率總體呈現下降趨勢，已經從1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明顯加大^［1］。消費率過低、消費需求持續低迷所引發的一系列問題，已經成為中國經濟持續發展的最突出挑戰之一。消費需求的持續低迷，使得我國經濟持續發展的后勁不足，經濟增長不得不更多地依靠投資和出口需求拉動，進而惡化“產能過剩”問題和加劇國際貿易摩擦，“產能過剩”問題惡化和國際貿易摩擦加劇反過來又使得投資和出口拉動型經濟發展模式越來越難以為繼。經濟增長中的結構性矛盾日漸突出，并將影響我國經濟的持續穩定健康發展。從各國經濟發展的實踐看，消費占GDP的比重越高，其對國民經濟的拉動作用就越強^［2］。因此，消費對經濟發展動力問題直接影響到國民經濟協調健康發展，我國消費率明顯下降，在一定程度上影響了我國經濟的持續發展，深入研究消費對經濟發展的拉動問題具有重要意義。

研究居民消費、政府消費和經濟增長之間是否存在某種長期均衡關系，居民消費增長與經濟增長之間、政府消費與經濟增長之間以及居民消費增長與政府消費增長之間是否存在因果關系，對政府調節經濟，制定經濟政策將是一種重要依據。本文利用協整理論、格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，對我國居民消費、政府消費和經濟增長之間關系進行因果關系分析，對制訂國民經濟發展戰略，調整居民消費與政府消費關系，增強消費總需求對經濟增長的拉動作用具有重要的意義。

但從現有文獻來看，至少在以下兩個方面還存在一些問題：

首先是研究的范圍。現有研究文獻大多限于總消費^［3］、居民消費^［4-7］或政府消費^［8-10］同經濟增長之間的關系，這樣來研究消費需求對經濟增長的影響，必然會產生一定偏誤。在分析消費總需求不足等問題時，僅僅關注居民消費或政府消費對經濟的調節功能都存在著重大缺陷。

其次是研究的方法論。傳統的計量經濟方法研究消費時存在著動態穩定性假設，而實際上經濟不斷增長的趨勢使大多數經濟變量序列是非平穩的，這樣直接運用傳統的計量經濟方法來研究非平穩的經濟變量之間的關系從方法論方面考慮就缺乏一定的可靠性。

基于以上問題，我們在研究中國消費與經濟發展問題時，選取1978～2006年的年度時間序列數據（資料來源于2007年《中國統計年鑒》）。用GDP、PCE、GCE分別代表國民生產總值、居民消費和政府消費，為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，這種變換不改變變量之間的協整關系和短期調整模式，同時可方便的考察居民消費和政府消費對GDP的敏感性。在研究方法方面運用協整理論和向量自回歸模型（VAR）來彌補傳統計量經濟方面的不足，將它們納入一個向量自回歸(VAR)模型中，采用JJ極大似然估計方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間是否存在長期穩定的協整關系，如果存在這種關系，則在此基礎上，根據格蘭杰因果檢驗方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間的因果關系，最后，在向量自回歸(VAR)模型的基礎上運用脈沖響應函數和方差分解技術來分析我國政府消費和居民消費對經濟增長的影響程度。

二、政府消費、居民消費與

經濟增長的關系檢驗

本文通過對GDP、居民消費、政府消費三者之間進行協整和因果關系檢驗，來進一步確定三者之間的內在關系。實證檢驗分四個步驟完成：第一，利用單位根檢驗確定時間序列的平穩性；第二，確定變量之間是否具有協整關系；第三，采用格蘭杰因果性檢驗考察變量之間的因果關系；第四，通過VAR模型進一步驗證三者的內在關系。本文所有檢驗結果均使用Eviews5.1計量經濟分析軟件進行了多次回歸分析而得。

（一）變量平穩性檢驗

本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）單位根檢驗來確定三個變量的平穩性，最優滯后期用AIC最小準則確定，以保證殘差非自相關。結果見表1。

表1 單位根的ADF檢驗表 變量[]檢驗類型（C，T，K）[]ADF檢驗值[]各顯著性水平

K)分別表示單位根檢驗方程中包含常數項、趨勢項和滯后階數。

由ADF檢驗可知，三個序列都是一階單整的。

（二）協整關系的檢驗結果及分析

協整檢驗的基本思想是：盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩序列，但它們的某種線性組合卻呈現穩定性，則這些變量之間便存在長期穩定關系即協整關系，這種關系可以看作是對經濟學中所說的規律性的定量描述。目前關于協整關系的檢驗和估計有許多具體的模型和技術，常用的有E-G(Engle-Granger)兩步法和J-J(Johansen-Jusdius)跡統計量法(或稱最大特征值法)，尤其是后者有許多優點，并得到廣泛應用。

本文利用J-J跡統計量法進行協整關系檢驗結果如下：

lnGDP=0.312477lnPCE+0.506360lnGCE+0.033824@TREND(79)（1）

(0.06683)

(0.07517)

(0.00760)

LR（r=0）=53.68025（42.91525）

LR（r=1）=19.64535（25.87211）

模型中括號內為估計標準差，協整矩陣的秩r=0的似然比統計量的值為53.68025，相應的5%的臨界值為42.91525，其余式做類似理解。

協整關系說明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在協整關系，揭示了lnPCE、lnGCE對lnGDP的影響度，而且表明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在長期均衡關系。可以看出，在長期內，lnGDP與lnPCE、lnGCE之間具有很密切的相關性，lnPCE、lnGCE的擴大對經濟增長具有促進作用；從回歸方程可以看出，lnPCE、lnGCE相關比率每增加1％，lnGDP分別增長0.3％和0.5％。可見lnGCE更有效的促進了經濟的增長。

（三）格蘭杰（Granger）因果性檢驗

上述協整檢驗結果告訴我們變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。C.W.J.Granger在1969年提出的因果關系檢驗的基本思想是“過去可以預測現在”，即如果X是Y變化的原因，則X的變化應該發生在Y變化之前。如果X是引起Y的原因，則在Y關于Y滯后變量的回歸中，添加X的滯后變量作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，此時，稱X為Y的格蘭杰原因，如果添加X的滯后變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。

由于因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，看結果是否具有同一性。對消費與經濟增長之間的Granger因果關系檢驗結果見表2。

表2 格蘭杰檢驗結果表 零假設[]滯后期[]F統計量[]概率[]結論△lnPCE對△lnGDP不存在Granger因果關系[]△lnGDP對△lnPCE不存在Granger因果關系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒絕9.178[]0.006[]拒絕△lnPCE對△lnGDP不存在Granger因果關系[]△lnGDP對△lnPCE不存在Granger因果關系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒絕 5.789[] 0.001[]拒絕△lnPCE對△lnGDP不存在Granger因果關系[]△lnGDP對△lnPCE不存在Granger因果關系[]3[]1.678[]0.207[]不拒絕3.786[]0.029[]拒絕△lnGCE對△lnGDP不存在Granger因果關系△lnGDP對△lnGCE不存在Granger因果關系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒絕 3.316[] 0.081[]不拒絕△lnGCE對△lnGDP不存在Granger因果關系[]△lnGDP對△lnGCE不存在Granger因果關系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒絕[] 1.871[] 0.179[]拒絕△lnGCE對△lnGDP不存在Granger因果關系[]△lnGDP對△lnGCE不存在Granger因果關系[]3[]1.296[]0.306[]拒絕 2.328[] 0.109[]拒絕△lnGCE對△lnPCE不存在Granger因果關系△lnPCE對△lnGCE不存在Granger因果關系[]1[]4.832[]0.038[]不拒絕0.992[]0.329[]拒絕△lnGCE對△lnPCE不存在Granger因果關系[]△lnPCE對△lnGCE不存在Granger因果關系[]2[]3.761[]0.040[]不拒絕1.613[]0.223[]拒絕[]△lnGCE對△lnPCE不存在Granger因果關系[]△lnPCE對△lnGCE不存在Granger因果關系[]3[]2.587[]0.085[]不拒絕[]1.712[]0.200[]拒絕

由表2可以看出：

在滯后1-2期情況下，存在△lnPCE和△lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在△lnGDP到△lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。

在滯后1期情況下，僅存在△lnGDP到△lnGCE的單向Granger意義上的因果關系。

在滯后1-3期情況下，僅存在△lnGCE到△lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。

（四）VAR模型的估計

1980年C．A．Sims將向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到經濟學中，推動了經濟系統動態性分析的廣泛應用。這種模型采用多方程聯立形成，它是用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。其明顯的優點在于對外生變量和內生變量不必加以區別而同等對待，因而VAR模型估計的結果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精確的因果關系檢驗。

1．本文構造的VAR模型可以表示為：

Yt=α+∑p[]i=1βiYt-i+Ut（2）

其中：Yt=lnGDPi

lnPCEi

lnGCEi，α=α1

α2

α3，

βi=β11，i[]β12，i[]β13，i

β21，i[]β22，i[]β23，i

β31，i[]β32，i[]β33，i，U=U1t

U2t

U3t，UitN(0，σ2)在實際應用中面臨如何選擇滯后階數的問題，滯后階數越大，越能完整反映模型的動態特征，但是滯后期越長，模型待估參數越多，自由度越少，因此應在滯后期與自由度間尋求平衡。表3綜述了根據各種準則選定的VAR滯后階數。

表3 選擇VAR滯后階數的各種準則 內生變量：lnGDP，lnPCE， lnGCE；外生變量：C；樣本區間：1985～2006年 Lag[]LogL[]LR[]FPE[]AIC[]SC[]HQ[]0[]141.697[]NA [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509*[]1.48e-09*[] -11.829*[] -11.244*[] -11.666*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311

注：*表示根據該準則選定的階數。LR：連續修正LR檢驗統計量(在5%水平顯著)；FPE：最終預測誤差；AIC(Akaike)：信息準則；SC ( Schwarz )：信息準則；HQ ( Harman-Quinn)信息準則。

因此我們選則VAR的滯后階數為1。構建的VAR模型為：

ΔlnGDPi=1.38525ΔlnGDPt-1-0.876792ΔlnPCEt-1+0.174980ΔlnGCEt-1+0.039279

t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］

R2=0.628R2=0.580F=12.954

ΔlnPCEi=0.860081ΔlnGDPt-1-0.292779ΔlnPCEt-1+0.234451ΔlnGECt-1+0.016839

(3)

t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］

R2=0.585R2=0.531F=10.809

ΔlnGCEi=0.826969ΔlnGDPt-1-0.444377ΔlnPCEt-1+0.080339ΔlnGCEt-1+0.072780

t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］

R2=0.302R2=0.211F=3.318

由以上的模型中可以看出，經濟增長主要受自身△lnGDP(-1)和△lnPCE(-1)的影響；居民消費主要受△lnGDP(-1)的影響。這也對照了前面格蘭杰因果關系檢驗的論斷。經過檢驗，模型是顯著的，且所有特征根根模的倒數都小于1，說明該VAR模型的結構是穩定的(見圖1)。所以，滿足脈沖響應函數和方差分解分析的前提條件。下面，運用脈沖響應函數和方差分解做出合理的解釋。



圖1 VAR穩定性檢驗圖2．脈沖響應函數

VAR模型的脈沖反應函數（IRF）可以反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。如果隨機擾動存在相關性，他們將包含不與特定變量相聯系的共同部分，通常將共同部分的效應歸屬于VAR系統中第一個出現的變量（依照方程順序）。圖2為基于上述VAR模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。在模型中，將響應函數的追蹤基數設定為十年。圖中實線部分為響應函數的計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。

從圖2可以看出：

△lnGDP對自身的一個標準差新息沖擊立即有較強的反應，在第1期達最大后開始慢慢回落，到第5期為負值，負值的最大值出現在第7期后開始逐漸回升；△lnGDP對來自△lnPCE的一個標準差新息沖擊的反應一開始較弱，但這種負面沖擊效應逐步增強并在第3期下降到低谷，然后又逐漸回升；△lnGDP對來自△lnGCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，到第4期為負值，負值的最大值出現在第6期后開始逐漸回升，多數觀察為負值。

△lnPCE對自身的一個標準差新息沖擊反應相對不是很大，在第1期達最大后開始慢慢回落，在第3期達到谷底隨后又開始回升；△lnPCE對△lnGDP的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；△lnPCE對來自△lnGCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，在第2期達最大后開始慢慢回落，從第4期開始趨于平緩。

△lnGCE對其自身的沖擊反應一開始就很強，在第1期達到最大，隨后一直趨于回落；△lnGCE對△lnGDP的沖擊反應強烈，在第1期達到最高點后從第6期開始趨于平緩；△lnGCE對來自△lnPCE的一個標準差新息沖擊的反應立即有較強的反應，從第1期開始就慢慢上升，從第8期開始趨于平緩。

圖2 脈沖響應函數曲線圖

可見，經濟增長對居民消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱，即在長期來看經濟增長會帶來居民消費的增長；同時，居民消費的提高對經濟增長在短期內會帶來一定的負面沖擊效應，但經過一定時間，這種效應會改變為正面沖擊效應；經濟增長對政府消費的提高在短期內會帶來一定的正面沖擊效應，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應會隨著時間慢慢減弱；同時，政府消費對經濟增長有一定的促進作用，效應不是很強但一直比較穩定。

3．預測方差分解

VAR模型的方差分解是將系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。方差分解表示的是當系統的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項(新息)相關聯的各組成部分，以了解各新息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對經濟增長的貢獻率。方差分解的結果見表4。

表4 △lnGDP方差分解表 △lnPCE方差分解表 △lnGCE方差分解表 Period[]SE[]△lnGDP[]△lnPCE[]△lnGCE[]Period[]SE[]△lnGDP[]△lnPCE[]△lnGCE[]Period[]SE[]△lnGDP[]△lnPCE[]△lnGCE1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]從表4可以發現：

從△lnGDP方差分解影響結果可以看出△lnGDP的預測誤差主要是由自身引起的，在第1期受自身波動的影響，隨著滯后時期的增多，△lnPCE對△lnGDP的影響越來越大，但是最終也未超過35%。△lnGCE對△lnGDP的影響一直很弱。可見居民消費的沖擊對GDP的影響是逐漸遞增的，但是經濟增長的大部分波動還是由自身引起的，由自身引起的波動的影響始終在64%以上，而政府消費對經濟增長的影響很小，可忽略不計。

從△lnPCE的方差分解的結果可以看出△lnPCE的波動大部分可由自身的波動和△lnGDP的影響引起的，△lnGCE的影響太微不足道，可忽略不記。其中△lnPCE自身的波動是趨于遞增的，而來自△lnGDP的影響是趨于遞減的，隨著滯后時期的推進，△lnPCE大部分預測誤差可由△lnGDP的影響來解釋。可見從短期還是長期來看△lnGDP對△lnPCE的影響都是很顯著的。

從△lnGCE的方差分解的結果可以看出△lnGCE一開始的預測誤差是由自身和△lnGDP來解釋的，但隨時間的推進，△lnGCE的波動大部分可由△lnPCE和△lnGDP共同來解釋。也可以說，從第5期開始△lnGCE的波動受自身和△lnPCE、△lnGDP的影響趨于穩定，但△lnGDP對△lnGCE的影響還是占主導地位的。

從方差分解表的信息來看，我國的△lnGDP、△lnGCE和△lnPCE的慣性比較大，一開始大部分都是由自身和△lnGDP的影響造成的，除△lnPCE外，△lnGDP、△lnGCE隨著時間的推移，由自身的擾動帶來的影響趨于減弱。還有長期來看△lnPCE對△lnGDP影響是逐漸增大的，因此應注重發展居民消費。

四、結論與啟示

以上根據1978～2006年的數據對消費與經濟增長的關系進行了分析，得出如下結論：

1. lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在著穩定的長期均衡關系，具有長期穩定和短期波動的特性并且lnGCE更有效地促進了經濟的增長。

2. 在滯后1-2期情況下，存在△lnPCE和△lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關系。在滯后3期情況下，僅存在△lnGDP到△lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。在滯后1期情況下，僅存在△lnGDP到△lnGCE的單向Granger意義上的因果關系。在滯后1-3期情況下，僅存在△lnGCE到△lnPCE的單向Granger意義上的因果關系。

3.從脈沖函數上分析，政府消費對GDP影響很小，而我國政府消費占GDP的比重在10%～14%之間波動，已經快要超過15%的上限。政府消費隨著經濟發展和工業化進程城市化進程的加快，規模會擴大，但是在今后的發展中應盡力控制好規模，以達到最優，也可以避免政府消費對居民消費的擠出效應。從方差分解來看，居民消費對GDP的影響要超過政府消費。因此，擴大內需的重要是擴大居民消費，而不是擴大政府消費。但是消費對經濟的沖擊并沒有預想的那么大，從實證分析來看卻沒有發揮其真正作用。在穩健的財政政策的背景下我們應該實行擴大居民消費，適當縮減政府消費，我們應當從觀念機制和制度上大力發展消費信貸減輕居民的流動性約束，而且要增加居民尤其是農村居民的收入。

不論是理論分析還是各國經驗均表明，消費對經濟增長具有非常重要的拉動作用。消費率高，經濟增長就快。消費率低，經濟增長就慢。深入分析發現，上述的結論與我國實際情況相吻合。改革開放以來，我國的經濟得到了迅速的發展，它帶來了消費的增長，而消費的增長，又反過來推動著經濟的迅速發展。我國雖然在消費率很低的情況下依然保持經濟的高速增長，但主要依賴于投資和出口貿易推動。因此，這種投資推動的經濟增長是很難持續的，沒有最終消費的支持，經濟增長的質量也就上不去。針對我國居民消費率嚴重偏低的情況，政府不應該是束手無策，而應該積極通過調整政府消費將最終消費率保持在一個適度的水平上。最理想的狀態當然是政府消費能夠有效促進居民消費，因為居民消費才是最終消費的主體。但即使政府消費不能拉動居民消費，也至少應當根據居民消費的消費進行調整，以補充居民消費之不足，從而使最終消費率保持在適度水平上。可喜的是，我們的實證檢驗的結果均肯定了上述兩種假設關系的存在，這說明政府的消費政策是有效的。

但是，總的來說我國目前消費率偏低，這在一定程度上嚴重制約著國民經濟的健康快速發展。因此我們要了解妨礙消費需求增長的因素并采取相應的策略以求我國經濟能夠得到更快的發展。

參考文獻：

［1］ 中華人民共和國國家統計局．2007年中國統計年鑒［M］．北京：中國統計出版社，2007．

［2］ 陳文玲．培育國內消費需求是擴大內需的重中之重［J］．財貿經濟，2002(8)：14-17．

［3］ 王文博，閆榮國．中國GDP最終消費的長期均衡與短期波動的協整分析［J］. 當代經濟科學， 2003(5)：1-6．

［4］ 萬光華，張茵，牛建高．流動性約束、不確定性和中國居民消費［J］．經濟研究，2001（11）：35-44．

［5］ 孫烽，壽偉光. 最優消費、經濟增長與經常賬戶動態［J］ ．財經研究，2001(5)：3-10．

［6］ 馬成文，張志平．居民消費對我國經濟發展影響效應分析［J］．財貿研究，2007（4）：6-11．

［7］ 陳海燕，張世英．我國經濟增長與居民消費的面板協整檢驗［J］．統計與決策，2006（18）：67-70．

［8］ 馬樹才，孫長清．我國政府支出對經濟增長拉動作用研究［J］．財經理論與實踐，2005（11）：100-104．

［9］ 郭健．稅收、政府支出與中國經濟增長的協整分析［J］．財經問題研究，2006（11）：82-86．

［10］ 孫群力．公共投資、政府消費與經濟增長的協整分析［J］．中南財經政法大學學報，2005（3）：76-81．

責任編輯、校對：李再揚2008年9月

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文