浙江省居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的實證研究

程雪莉

浙江省居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的實證研究

程雪莉

通過對浙江省2000-2016居民消費(fèi)水平與人均GDP建立VAR模型分析發(fā)現(xiàn)，中長期來看浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對于居民消費(fèi)水平的沖擊具有平穩(wěn)的正向響應(yīng)；同時居民消費(fèi)水平的提升對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長也具有較大的正向響應(yīng)。此外，通過方差分析得出，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)率大于居民消費(fèi)水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。

居民消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型；浙江省

一、引言

消費(fèi)需求、投資需求、出口需求被稱為拉動國民經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。其中消費(fèi)需求包括居民消費(fèi)、政府消費(fèi)，居民消費(fèi)又包括城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)。由于投資需求奏效遲滯，出口需求不穩(wěn)定，所以從長期來看擴(kuò)大消費(fèi)需求必將成為刺激經(jīng)濟(jì)增長的主要手段。

從理論上說,地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,居民消費(fèi)水平也會較高，消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展最終也是促進(jìn)居民消費(fèi)，提高居民的生活水平，而這之間存在著相關(guān)影響、相關(guān)作用的關(guān)系。那么，居民消費(fèi)水平的提升對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響有多大，反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升對于促進(jìn)居民消費(fèi)的水平的提高又有多大，二者直接的相關(guān)影響關(guān)系是否存在一定的滯后作用？只有通過定量的方法去了解二者之間的相關(guān)影響關(guān)系，對于接下來制定相應(yīng)的政策提高居民消費(fèi)水平、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展具有重要的意義。

因此，本文以浙江省為研究對象，選取了2000-2016年居民消費(fèi)水平（元/人）、人均生產(chǎn)總值（元）為研究變量來研究二者之間的相互影響、作用關(guān)系，以發(fā)現(xiàn)二者之間的貢獻(xiàn)率最大的關(guān)系，這對于浙江省未來出臺相應(yīng)的政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，提高人民生活水平具有重要的意義。此外，本文主要使用時間序列分析中的VAR模型進(jìn)行實證分析。

二、文獻(xiàn)綜述

一直以來，眾多學(xué)者關(guān)注居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，同時對二者進(jìn)行實證研究的相關(guān)文獻(xiàn)眾多。徐鳳、金克琴通過對我國1978-2007年的GDP與居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，二者存在著顯著的Granger因果關(guān)系。同樣，劉春義也通過對GDP與居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger檢驗發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)水平是GDP增長的Granger原因。此外，常彬斌選擇了1978-2011年為研究時間段，以人均GDP與人均居民消費(fèi)為研究變量進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)，二者存在協(xié)整關(guān)系。此外，通過Granger檢驗得出人均消費(fèi)支出是促進(jìn)GDP增長的內(nèi)在動力。徐曉麗、夏成孝對我國的GDP和居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，認(rèn)為兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，且通過自回歸滯后分布模型估計了兩者之間的關(guān)系。

在上述學(xué)者的研究中，對于居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了詳細(xì)的研究，在模型的選擇上包括回歸、時間序列模型、空間計量模型等等，都對于二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，但是其研究內(nèi)容相對較老，也未能充分地說明二者之間的貢獻(xiàn)率大小。因此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，使用時間序列模型中的向量自回歸模型（VAR）對于浙江省2000年-2016年居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，以得到二者之間的相互影響機(jī)制，為浙江省出臺促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供參考。

三、實證分析

（一）指標(biāo)的選取與數(shù)據(jù)說明

本文主要研究的是浙江省居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系，因此選取了2000-2016年浙江省居民消費(fèi)水平（元/人）、人均生產(chǎn)總值（元）作為研究的變量，數(shù)據(jù)來源于2001-2016年浙江省統(tǒng)計年鑒以及2016年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。另外，本文將居民消費(fèi)水平使用Y表示，將人均生產(chǎn)總值使用X表示，數(shù)據(jù)如下：

表1 原始數(shù)據(jù)

此外，由于本文選取的是時間序列數(shù)據(jù)，因此為了消除時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差性和偏態(tài)性，本文對于所研究的兩個變量分別進(jìn)行取對數(shù)處理，分別表示為LNY和LNX。并對LNY和LNX繪制2000-2016年變化趨勢圖，如圖3-1所示。由圖3-1可以發(fā)現(xiàn)，浙江省歷年來居民消費(fèi)水平與人均生產(chǎn)總值之間存在著同樣的增長規(guī)律，二者之間存在著強(qiáng)烈的相關(guān)性。

另外，由圖1還可以看出，LNY和LNX整體上均呈現(xiàn)出增長的趨勢，說明序列存在非平穩(wěn)性，在進(jìn)行下文的分析建模的過程中需要對其序列值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

圖1 LNY和LNX變化趨勢圖

（二）VAR模型分析

向量自回歸模型（簡稱VAR模型）是常用的計量經(jīng)濟(jì)模型之一，是時間序列模型中AR模型的推廣，其主要使用模型中所有當(dāng)期變量對所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸。VAR模型還是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)進(jìn)行建模，其把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量的自回歸模型。

此外，VAR模型是處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測最容易操作的模型之一，并且在一定的條件下，多元MA和ARMA模型也可以轉(zhuǎn)化成VAR模型，因此VAR模型在經(jīng)濟(jì)問題的分析上的作用越來越大。

1.單位根檢驗

在建立VAR模型之前，首先需要對原始序列進(jìn)行單位根檢驗，其主要是用來檢驗數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。由上文分析可以得出，Y和X之間存在著強(qiáng)烈的相關(guān)性，但是二者整體上呈現(xiàn)出上升的趨勢，即本文所研究的兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢（非平穩(wěn)的），即使它們之間沒有任何經(jīng)濟(jì)關(guān)系，在回歸上也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)，對于模型的結(jié)果容易造成虛假回歸或偽回歸。

總而言之，在企業(yè)經(jīng)營管理工作開展進(jìn)程中，要積極建立健全完整的監(jiān)督管理措施，充分考量管理者特質(zhì)、內(nèi)部控制機(jī)制等因素，確保能有效提升企業(yè)的市場價值，維護(hù)企業(yè)運(yùn)營管理的動力，并且有效建構(gòu)完整的發(fā)展規(guī)劃，提高企業(yè)的市場競爭力，為企業(yè)可持續(xù)進(jìn)步奠定基礎(chǔ)。

一般而言，時間序列數(shù)據(jù)往往都是非平穩(wěn)的。因此，在對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時，應(yīng)首先對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文主要使用ADF檢驗來對于本文研究的浙江省2000-2016年居民消費(fèi)水平與人均生產(chǎn)總值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，其檢驗結(jié)果如表2所示：

表2 ADF檢驗

由表2平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，對于原始序列LNY、LNX進(jìn)行ADF檢驗值均大于臨界值，說明二者原始序列均為非平穩(wěn)序列。接著，對于LNY、LNX分別進(jìn)行一階差分，其結(jié)果顯示二者也均為非平穩(wěn)序列。最后，對于原始序列進(jìn)行二階差分發(fā)現(xiàn)，其ADF檢驗值小于臨界值，說明經(jīng)過差分后序列平穩(wěn)。因此，可以認(rèn)為它們都是二階單整時間序列。

2.格蘭杰因果檢驗

為了判斷變量之間是否存在因果關(guān)系并說明變量之間影響的方向，Granger提出一個檢驗，即Granger因果關(guān)系檢驗。但是，Granger因果關(guān)系并非我們通常理解的因與果的關(guān)系，而是說如果X的前期變化信息集能有效地解釋Y的變化信息集，則稱為“格蘭杰原因”。因此，本文對于取對數(shù)之后的居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，其檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果可以看出，在滯后2期，LNX不是LNY的格蘭杰原因沒有通過檢驗，同時LNY不是LNX的格蘭杰原因也沒有通過Granger檢驗。可以說明，浙江省居民消費(fèi)水平是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高的格蘭杰原因，即居民消費(fèi)水平的提高能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展也是居民消費(fèi)水平的格蘭杰原因，但是沒有消費(fèi)水平是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因顯著，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于促進(jìn)居民消費(fèi)提高也起到了一定的作用。

3.模型平穩(wěn)性檢驗

對于滯后期長度為M且有K個內(nèi)生變量的VAR模型，特征根多項式有M*K個特征根。本文將浙江省居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平建立VAR模型，因為本文滯后期數(shù)為2且存在2個內(nèi)生變量，因此共有4個特征根。當(dāng)VAR模型所有特征根的倒數(shù)模小于1（位于單位圓內(nèi)），VAR模型是穩(wěn)定的；如果有至少1個特征根的倒數(shù)模等于1（位于單位圓上），表示VAR模型不穩(wěn)定，需要重新設(shè)定。最終的檢驗結(jié)果如圖2所示。

圖2 模型特征根檢驗

由圖2可以發(fā)現(xiàn)，本文建立的VAR模型的所有特征根皆在圓內(nèi)，表示該模型的構(gòu)建是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和反差分解。

4.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)描述的是一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反映。具體來說，它描述的是在隨機(jī)誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。

本文通過Eviews8.0對浙江省2000-2016年居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖3-3所示。分析發(fā)現(xiàn)各變量對信息沖擊響應(yīng)變化規(guī)律如下：

（1）當(dāng)人均生產(chǎn)總值收到來自自身的一個正向的信息沖擊時，當(dāng)期就立刻做出了很大的響應(yīng)，但是第二期出現(xiàn)了下降的趨勢，然后不但增長達(dá)到了第四期的最大值，滯后隨著時間的推移開始逐漸的下降，并趨于穩(wěn)定。從這種規(guī)律可以看出，短期內(nèi)的影響較大，但是長期開始趨于穩(wěn)定。

（2）當(dāng)居民消費(fèi)水平受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展一個正向的信息沖擊時，當(dāng)期幾乎沒有做出影響，然后第二期達(dá)到了最大值出現(xiàn)了正向的影響，隨后開始逐漸地下降，達(dá)到了第4期的最小值，出現(xiàn)了負(fù)向的影響，主要可能在于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對于居民消費(fèi)水平存在滯后的效應(yīng)，從而出現(xiàn)負(fù)向影響。

（3）當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受到居民消費(fèi)水平的一個正向信息沖擊時，其當(dāng)期就做出了正向的回應(yīng)，但是隨之下降到第3期的最低值，然后不斷上升隨之又趨于平穩(wěn)。可以看出，短期內(nèi)居民消費(fèi)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響較大，但是長期來看影響相對趨于平穩(wěn)。

（4）當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受到自身的一個正向信息沖擊時，當(dāng)期就出現(xiàn)了最大值，從第2期開始就出現(xiàn)了下降的趨勢，直至第10期趨于平穩(wěn)。從這種規(guī)律可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于本身的發(fā)展具有慣性，具有推動作用。而從中長期開始，變化的趨勢開始趨于穩(wěn)定。

圖3 脈沖響應(yīng)結(jié)果

5.方差分解

方差分解同樣可以研究VAR模型的動態(tài)特征，它是通過分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度來評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。VAR模型中的方差分解可以給出隨機(jī)誤差項的相對重要信息。結(jié)果如圖4所示，橫軸為滯后期數(shù)（年），縱軸為貢獻(xiàn)率。

圖4 方差分解結(jié)構(gòu)

從圖4可以看出，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對居民消費(fèi)水平的方差貢獻(xiàn)率在滯后一期時為0，隨后開始逐漸增加，各期間的變動基本維持在25%左右。表明浙江省居民消費(fèi)水平的提高對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的增加促進(jìn)作用相對較小；相比之下，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對于居民消費(fèi)水平的方差貢獻(xiàn)率從滯后一期開始就為正值，逐漸增加到40%左右，相對較大，說明浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對于刺激居民消費(fèi)具有較大的促進(jìn)作用。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文通過建立VAR模型，可以看出浙江省居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在密切的聯(lián)系，通過脈沖響應(yīng)圖和方差分解分析也更加清晰地看出了兩者直接的互動效應(yīng)。由脈沖響應(yīng)分析可知，中長期來看，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對于浙江省居民消費(fèi)水平的提升的沖擊來說具有平穩(wěn)的正向響應(yīng)，同時消費(fèi)水平的提升對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長也具有較大的正向響應(yīng)。由方差分析可知，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)率大于居民消費(fèi)水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。

（二）政策建議

浙江省作為我國商品消費(fèi)市場最為繁榮的省份，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也具有相對較大的優(yōu)勢，可針對電商發(fā)展，應(yīng)抓緊電商立法工作，為消費(fèi)者提供有效的法律保護(hù)，規(guī)范供應(yīng)商和電商平臺的行為，促進(jìn)電商消費(fèi)市場有序發(fā)展、持續(xù)繁榮發(fā)展，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的繁榮與進(jìn)步。

在經(jīng)濟(jì)繁榮發(fā)展的同時，要鼓勵居民消費(fèi)，可以通過高端消費(fèi)、旅游、休閑消費(fèi)來提升居民生活的質(zhì)量，不僅能夠促進(jìn)消費(fèi)的提升，反過來也會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。主要可以依托各省市的發(fā)展特色，發(fā)展特色的第三產(chǎn)業(yè)，特色旅游業(yè)、休閑度假，從而提升居民生活質(zhì)量。

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1008-4428（2017）09-56-03

程雪莉，女，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：海運(yùn)、物流經(jīng)濟(jì)與金融。