我國(guó)居民信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

胡艷秋

我國(guó)居民信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

胡艷秋

以1978—2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的多變量分析框架之下，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)，并通過差分分解對(duì)我國(guó)居民信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步地驗(yàn)證，得出如下結(jié)論：第一，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)投入量、資本存量、居民信息消費(fèi)量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系；第二，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)之間互為格蘭杰因果關(guān)系；第三，居民的信息消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用小于勞動(dòng)投入量和資本存量的推動(dòng)作用，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍處于粗放型階段。

信息消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

隨著我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展，信息基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，信息產(chǎn)品的供應(yīng)日益增多，我國(guó)信息消費(fèi)逐年增長(zhǎng)。21世紀(jì)以來，信息消費(fèi)每增加100億元，能帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)300多億元；在美國(guó)、日本的人均信息消費(fèi)支出分別為3400美元和2400美元，而我國(guó)僅為190美元，我國(guó)的信息消費(fèi)有著巨大的發(fā)展空間。但是，就我國(guó)目前所處的發(fā)展階段而言，信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在怎樣的關(guān)系？在我國(guó)大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)的背景下厘清二者之間的關(guān)系對(duì)于我國(guó)制定科學(xué)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、提高居民生活水平等方面具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

眾多文獻(xiàn)通過實(shí)證的方法研究我國(guó)居民信息消費(fèi)。丁志帆（2014）運(yùn)用數(shù)值模擬分析城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)的差異化福利效應(yīng)，得出信息消費(fèi)增速變動(dòng)的福利效應(yīng)有很明顯的群體差異性。沈小玲、鄭亞琴（2013）運(yùn)用ELES模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析，研究表明消費(fèi)結(jié)構(gòu)地區(qū)差異明顯，信息消費(fèi)“棘輪效應(yīng)”明顯。葉元玲、賴茂生（2012）通過聚類分析，研究“十一五”前后各省農(nóng)村居民信息消費(fèi)的指標(biāo)，剖析地區(qū)信息消費(fèi)水平和信息消費(fèi)意愿不平衡的原因。馬哲明、李永和（2011）運(yùn)用回歸方程，分析農(nóng)村居民信息消費(fèi)與其收入的關(guān)系，得出1985-1997年，農(nóng)村居民的收入決定其信息消費(fèi)，1997-2006年，農(nóng)村居民的信息消費(fèi)決定其收入。盡管上述文獻(xiàn)從不同角度、運(yùn)用不同方法對(duì)我國(guó)居民信息消費(fèi)進(jìn)行定量分析，但他們的研究都沒有從宏觀角度研究我國(guó)信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

本文采用1978～2014年我國(guó)居民消費(fèi)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)，以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為模型，引入勞動(dòng)投入、資本存量、技術(shù)進(jìn)步和信息消費(fèi)等要素組合，并通過協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行系統(tǒng)的分析信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、研究方法及數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型

本文以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為模型的函數(shù)表達(dá)形式研究我國(guó)信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，并假定技術(shù)不變，即A為常數(shù)。生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

對(duì)（1）式求時(shí)間t的導(dǎo)數(shù)，則有：

增加滿足標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)的誤差項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，（2）式變?yōu)椋?/p>

其中，Y代表總產(chǎn)出或?qū)嶋HGDP，K是資本存量，L是勞動(dòng)投入，IC是信息消費(fèi)。

Kt、Lt、ICt分別表示總產(chǎn)出、資本、勞動(dòng)投入、信息消費(fèi)的增長(zhǎng)，α、β、θ分別表示資本、勞動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步、信息消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的彈性。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文在考慮信息消費(fèi)約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型分析框架下，探討我國(guó)信息消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系。本文以我國(guó)1978-2014年度數(shù)據(jù)為樣本，選取數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1978-2015》進(jìn)行相關(guān)的處理，具體處理如下：1.總產(chǎn)出（實(shí)際GDP）：將GDP數(shù)據(jù)用平減指數(shù)換算成以1978年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際GDP；2.勞動(dòng)投入（L）：采用全社會(huì)從業(yè)人員度量勞動(dòng)力投入；3.資本存量（K）：采用永續(xù)盤存法。計(jì)算公式為Kt=It/Pt+ (1-δ)Kt-1，其中，Kt是第t年以1978年不變價(jià)格計(jì)價(jià)的實(shí)際資本存量；It是以當(dāng)期價(jià)格計(jì)算的投資額；Pt是第t年定基價(jià)格指數(shù)，δ參數(shù)是折舊率；4.信息消費(fèi)（IC）：本文采用尹世杰的觀點(diǎn)，以醫(yī)療保健、交通與通訊、文化教育娛樂用品與服務(wù)等信息消費(fèi)含量高的消費(fèi)作為信息消費(fèi)的構(gòu)成內(nèi)容，并把每一年的居民信息消費(fèi)總量折算成以1978年為基期的實(shí)際信息消費(fèi)量。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗(yàn)

由于本文所用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，應(yīng)該對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以避免“偽回歸”。本文采用五種方法進(jìn)行水平序列和差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可以看出不同的檢驗(yàn)方法具有不同的檢驗(yàn)效率，雖然五種單位根的檢驗(yàn)上顯現(xiàn)的結(jié)果有差異，但總體來看，可以認(rèn)定四種變量屬于一階單整，即I(1)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

由于1nGDP、1n K、1n L、1n IC四個(gè)變量存在著一階單整，所以判斷它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。本文首先通過向量自回歸（VAR）來確定最佳的滯后階數(shù)，如表2所示。根據(jù)表2提供的各滯后階數(shù)下五個(gè)指標(biāo)的估計(jì)值及檢驗(yàn)結(jié)果，初步確定VAR模型最佳滯后階數(shù)為2階。

表2 VAR模型滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

基于VAR(2)模型，應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷1nCDP、1nK、1nL、1nIC的協(xié)整關(guān)系時(shí)，確定滯后期為1。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定最佳的協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

根據(jù)特征根檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)的結(jié)果：在0.05的顯著水平下不接受沒有協(xié)整向量的原假設(shè)。這表明1978-2014年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)、資本存量、勞動(dòng)投入量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系為：

1Ncdp=0.1871Nic+0.2041nK+0.7811nL

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民的信息消費(fèi)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系需要進(jìn)一步采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，居民信息消費(fèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又會(huì)反作用于信息消費(fèi)。

表4 格蘭杰因果分析檢驗(yàn)結(jié)果

（四）差分分解分析

為了檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，采用差分分解法進(jìn)一步的驗(yàn)證。驗(yàn)證結(jié)果如圖1和圖2所示。

圖1 各變量變化量對(duì)GDP變化的貢獻(xiàn)程度

圖2 各變量變化量對(duì)信息消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)程度

圖1表明，信息消費(fèi)的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度總體上低于20%；資本存量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率卻微乎其微；勞動(dòng)投入量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)相對(duì)比較大，維持在20%左右。圖2表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)信息消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)率逐步上升，達(dá)到71%的峰值，此后開始下降；資本存量和勞動(dòng)投入量對(duì)信息消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)率從期初一直在增加，但資本存量的貢獻(xiàn)率明顯比勞動(dòng)投入量的貢獻(xiàn)率大。綜合圖1和圖2分析，表明我國(guó)居民信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)信息消費(fèi)的拉動(dòng)作用，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地依賴勞動(dòng)投入量，我國(guó)經(jīng)濟(jì)仍屬于粗放型經(jīng)濟(jì)。

四、結(jié)論

本文在采用多變量的分析框架下，利用我國(guó)1978～2014年35年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過Johansen協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)分析和方差分解分析，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析研究，得出如下結(jié)論：1.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)投入量、資本存量、居民信息消費(fèi)量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，居民的信息消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用小于勞動(dòng)投入量和資本存量的推動(dòng)作用。2.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民信息消費(fèi)之間互為格蘭杰因果關(guān)系。說明在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民信息消費(fèi)之間，二者可相互促進(jìn)，因此在制定促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策方面應(yīng)考慮到居民信息消費(fèi)的作用。3.信息消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍處于粗放型階段，但以信息消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍具有一定的作用。

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胡艷秋，女，吉林長(zhǎng)春人，江蘇聯(lián)合職業(yè)技術(shù)學(xué)院無錫機(jī)電分院教師，哈爾濱工業(yè)大學(xué)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理碩士研究生，研究方向：信息消費(fèi)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

F063.2

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1008-4428（2016）11-29-03