探究新疆投資、消費(fèi)、凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整
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內(nèi)容提要：本文以國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算體系中的最終消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資總額、出口總額為研究對(duì)象，運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型，分析新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與最終消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資總額、出口總額之間的關(guān)系。
論文關(guān)鍵詞：?jiǎn)挝桓?協(xié)整,誤差修正模型
(一)國(guó)外文獻(xiàn)綜述
20世紀(jì)30年代后期,哈羅德和多馬提出了哈羅德-多馬模型,模型的核心內(nèi)容是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的決定因素是資本積累,上一期的投資是現(xiàn)期產(chǎn)出增長(zhǎng)的動(dòng)力,投資對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有決定作用,而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反過來(lái)又加速了國(guó)民收入的增長(zhǎng),從而為進(jìn)一步擴(kuò)大資本形成開辟源泉。DeLong和Summers（1992）發(fā)現(xiàn)美國(guó)等國(guó)的固定資本形成（固定資產(chǎn)投資在GDP中所占份額）同人均GDP之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且這種相關(guān)性顯示了從投資率到增長(zhǎng)率之間的因果關(guān)系。利用截面數(shù)據(jù),Levine and Renelt(1992)研究表明投資是一個(gè)靈敏的變量,對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是正的與統(tǒng)計(jì)顯著的。
�。ǘ﹪�(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述
趙德友、顧俊龍（2003）等學(xué)者認(rèn)為當(dāng)前投資需求不足和投資規(guī)模偏小，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)必須優(yōu)化投資率。張華嘉、黃怡勝（1999）認(rèn)為中國(guó)市場(chǎng)的特征為供不應(yīng)求，無(wú)論從總量和結(jié)構(gòu)看，固定資產(chǎn)投資由市場(chǎng)的短方(供給)決定，隨著中國(guó)改革開放的不斷深入發(fā)展，使自籌資金及其它資金來(lái)源投資和外國(guó)投資成為影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的主要因素，并提出了一些有意義的建議。李紅松（2004）發(fā)現(xiàn)無(wú)論東部還是西部均只存在投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向顯著影響關(guān)系,說明加快投資是加速西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、縮小差距的主要措施,并提出了一些有意義的建議。郭國(guó)峰、劉孟暉（2005）通過利用1997~2004年中國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的平行數(shù)據(jù),尋找國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：全社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正效應(yīng),但這種促進(jìn)作用具有區(qū)域差異性。毛中根、洪濤（2009）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的變截?fù)?jù)和變系數(shù)相關(guān)模型對(duì)政府消費(fèi)的增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn)各地方政府消費(fèi)的系數(shù)均大于零,但區(qū)域間存在顯著差異。他們認(rèn)為財(cái)政支出方式應(yīng)逐步實(shí)現(xiàn)從政府投資向政府消費(fèi)轉(zhuǎn)變,并調(diào)整政府消費(fèi)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和地區(qū)結(jié)構(gòu)。對(duì)于區(qū)域方面的相關(guān)研究有：陳曉、王宏衛(wèi)（2005）分別從投資規(guī)模、投資主體等方面分析了新疆固定資產(chǎn)投資的特點(diǎn)和演變趨勢(shì)，并提出了一些有意義的建議。徐美卿、楊德剛、周艷時(shí)（2004）分析了新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征以及影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，并提出了一些有益的建議。孫華美、閻志軍（2007）用格蘭杰因果性檢驗(yàn)、回歸分析等方面對(duì)江蘇省1985年～2005年的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：固定資產(chǎn)投資對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)作用。
但從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，相關(guān)研究存在著一定的不足之處。一研究全國(guó)范圍內(nèi)的文獻(xiàn)教多，對(duì)區(qū)域內(nèi)的研究，尤其是新疆的研究較少。二把消費(fèi)、投資、凈出口聯(lián)合起來(lái)同時(shí)進(jìn)行協(xié)整分析的較少。三是研究文獻(xiàn)大多針對(duì)投資或者消費(fèi)，同時(shí)考慮投資、消費(fèi)、凈出口的研究較少。四是傳統(tǒng)的計(jì)量方法是以靜態(tài)為前提的，但事實(shí)上大多的宏觀指標(biāo)數(shù)據(jù)均是時(shí)間序列數(shù)據(jù)而非截面數(shù)據(jù)。對(duì)非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)直接進(jìn)行建模，缺乏可信度。由于以上的原因，本文通過國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算中的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)固定資產(chǎn)投資、最終消費(fèi)、凈出口作為研究對(duì)象，通過協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型來(lái)突破傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的缺點(diǎn)，對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)曾展和固定資產(chǎn)投資、最終消費(fèi)、凈出口之間的關(guān)系，進(jìn)行更為深入的分析。
二 數(shù)據(jù)選取
本文根據(jù)1985-2008年間按當(dāng)年價(jià)格（數(shù)據(jù)來(lái)源歷年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》）計(jì)算的新疆總產(chǎn)出（用支出法核算的疆內(nèi)生產(chǎn)總值GDP總值度量，單位億：億元）、最終消費(fèi)CS（單位：億元）、固定資產(chǎn)投資總額I（單位：億元）、出口總額EX（單位：億元）。數(shù)據(jù)均折算為1978年不變價(jià)格以消除價(jià)格變動(dòng)產(chǎn)生的影響。定義按不變價(jià)格計(jì)算的四個(gè)變量如下： GP=GDP/P, CP=CS/P, IP=I/P, EP=EX/P。為克服數(shù)據(jù)中的異方差現(xiàn)象，我們對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。由于新疆區(qū)域的特殊性，它的出口額為負(fù)值，為了便于研究，我們定義四個(gè)變量自然對(duì)數(shù)如下:LNGP=log(GP), LNCP=log（cp），LNIP=log（ip），LNEP=log（-ep）如圖1所示。
其相應(yīng)的差分序列分別為 ⊿lngp ⊿lncp、⊿lnip、⊿lnep
圖1
三 實(shí)證分析
�。ㄒ唬﹩挝桓鶛z驗(yàn)
我們知道在對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，一般要求所用的時(shí)間序列資料是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢(shì)或確定性趨勢(shì)，否則會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列資料通常都是非平穩(wěn)的。由于大多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)踐序列都是不平穩(wěn)的，隨著時(shí)間的唯一而持續(xù)地增長(zhǎng)，也就是說有一種增長(zhǎng)趨勢(shì)的特征。但是經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)突發(fā)性震蕩后，受到?jīng)_擊的這些宏觀經(jīng)濟(jì)變量是逐漸回到它們的長(zhǎng)期增長(zhǎng)的趨勢(shì)上去，還是呈現(xiàn)出隨機(jī)游走的狀態(tài)？這就需要對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果時(shí)間序列是平穩(wěn)的，就可以利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。如果時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，由于它已經(jīng)不具有時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)特征，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法將會(huì)遇到很大困難。所以對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)有著及其重要的意義。從上面的圖1我們發(fā)現(xiàn)，lngp、lncp、lnip、lnep有一個(gè)長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)，可能是非平穩(wěn)序列。我們首先對(duì)所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定它是否具有平穩(wěn)性。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)有多種方法，如DF法、ADF法、PP法，本文采用ADF法來(lái)檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性。如對(duì)于非平穩(wěn)變量，還需檢驗(yàn)其一階差分（或增長(zhǎng)率的平穩(wěn)性），如果變量的一階差分是平穩(wěn)的，則稱該變量有單位根。
表1 時(shí)間序列l(wèi)ngp、lncp、lnip、lnep的單位根檢驗(yàn)
變量
ADF
臨界值（a=0.01）
臨界值（a=0.05）
檢驗(yàn)形式
�。╟，t，k）
結(jié)論
LNGP
-2.839014
-4.467895
-3.644963
�。╟，t，0）
不平穩(wěn)
LNCP
-2.058585
-4.467895
-3.644963
（c，t，0）
不平穩(wěn)
LNIP
-2.239758
-4.467895
-3.644963
�。╟，t，0）
不平穩(wěn)
LNEP
-3.336891
-4.467895
-3.644963
�。╟，t，0）
不平穩(wěn)
⊿lngp
-3.030309
-3.788030
-3.012363
�。╟，t，0）
平穩(wěn)
⊿lncp
-3.053368
-3.788030
-3.012363
�。╟，t，0）
平穩(wěn)
⊿lnip
-3.147566
-3.788030
-3.012363
�。╟，t，0）
平穩(wěn)
⊿lnep
-5.338224
-3.788030
-3.012363
�。╟，t，0）
平穩(wěn)
注：檢驗(yàn)形式的c和t表明存在截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k代表滯后階數(shù)。
從表1我們發(fā)現(xiàn)lngp、lncp、lnip、lnep均大于在1%顯著性水平的臨界值，所以它們是不平穩(wěn)的時(shí)間序列。⊿lngp ⊿lncp、⊿lnip、⊿lnep均小于在5%顯著性水平的臨界值，差分后的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。這說明lngp、lncp、lnip、lnep存在單位根I（1），由于非平穩(wěn)時(shí)間序列是不能進(jìn)行直接回歸的，所以我們通過協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)一步研究變量之間的協(xié)整關(guān)系。
�。ǘ﹨f(xié)整檢驗(yàn)
由圖1可以看出，lngp、lncp、lnip、lnep具有大致相同的增長(zhǎng)變化趨勢(shì)，說明他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。由lngp、lncp、lnip、lnep的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，lngp~I（1）、lncp~I（1）、lnip~I（1）、lnep~I(1)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。我們對(duì)lngp、lncp、lnip、lnep建立回歸模型。
=0.622
+0.440
－0.040
+0.369 （1）
t =（24.93） （16.72） （-4.08） （14.79）
=0.99，DW=2.11，F(xiàn)=10067.63
模型（1）的實(shí)際值與擬合值的擬合效果如圖（2）（3），擬合效果較好。
圖 2 圖3
我們來(lái)檢驗(yàn)一下回歸模型的殘差，如果殘差是平穩(wěn)的則變量序列l(wèi)ngp、lncp、lnip、lnep存在協(xié)整關(guān)系。.
表2 殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果
Null Hypothesis: RES has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)
t-Statistic
Prob.
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-4.596222
0.0019
Test critical values:
1% level
-3.808546
5% level
-3.020686
10% level
-2.650413
由于統(tǒng)計(jì)量ADF=-4.596小于不同檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值，因此殘差序列res為平穩(wěn)序列。所以變量序列l(wèi)ngp、lncp、lnip、lnep存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期均衡方程為式（1）所示，此方程具有明確的經(jīng)濟(jì)意義。且固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率和最終消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率長(zhǎng)期有正的影響，而凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則有負(fù)的影響。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率增加1個(gè)單位時(shí)，能夠使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.440個(gè)單位。同理，當(dāng)最終消費(fèi)增長(zhǎng)率增加1個(gè)單位時(shí)，能夠使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.622個(gè)單位。也就是說，固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率和最終消費(fèi)增長(zhǎng)率的適度上升，凈出口的適度下降，能刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幅度的變化增加。
�。ㄈ┱`差修正模型
根據(jù)格蘭杰表示定理，協(xié)整關(guān)系必然可以表示為誤差修正模型。誤差修正模型描述變量圍繞長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)調(diào)整的過程。協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)為： ECMt=LnGPt-(0.369+0.622LnCPt+0.440LnIPt-0.040lnEPt) 建立誤差修正模型，其估計(jì)結(jié)果如下：lnIPt、lnCPt和lnEPt對(duì)lnGPt的短期效應(yīng)為：
⊿LNGPt=0.008+0.625⊿LNCPt+0.400⊿LNIPt－0.052⊿LNEPt－0.589ECMt-1 （2）
T= （0.51） （7.29） （8.53） （-6.08） （-2.19）
=0.86， DW=1.92，F(xiàn)=30.39
模型通過顯著性檢驗(yàn)，其中變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，這為分析新疆GDP提供了具體了較好的理論模式。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。模型（2）反映了LNGP 受LNCP、LNIP、LNEP影響的短期波動(dòng)規(guī)律�；貧w結(jié)果（2）表明，最終消費(fèi)、的短期波動(dòng)對(duì)GDP存在正向影響，出口的短期波動(dòng)對(duì)GDP存在負(fù)方向的影響，這雖然與宏觀經(jīng)濟(jì)理論不一致，但是卻符合新疆經(jīng)濟(jì)的區(qū)情。消費(fèi)、投資、出口在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)GDP將依次增長(zhǎng)0.625%、0.400%、-0.052%。此外由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，因而它表明每年實(shí)際發(fā)生的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中與長(zhǎng)期均衡的偏差有58.9%被修正。上述模型反映了LNGP受LNCP、LNIP、LNEP影響的短期波動(dòng)規(guī)律。模型（2）的實(shí)際值與擬合值的擬合效果如圖4所示：擬合效果較好。
圖 4 誤差修正模型的擬合效果
四 結(jié)論
通過以上的實(shí)證分析我們可以得出結(jié)論：第一 固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率和最終消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率長(zhǎng)期有正的影響，而凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則有負(fù)的影響。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率增加1個(gè)單位時(shí)，能夠使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.440個(gè)單位。當(dāng)最終消費(fèi)增長(zhǎng)率增加1個(gè)單位時(shí)，能夠使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.622個(gè)單位。凈出口不是新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因，投資與消費(fèi)是新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Α５诙�、投資、消費(fèi)、凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但是短期內(nèi)是有一定的波動(dòng)的，短期波動(dòng)的不斷調(diào)整趨向于長(zhǎng)期均衡。模型（2）表明，最終消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資的短期波動(dòng)對(duì)GDP存在正向影響，出口的短期波動(dòng)對(duì)GDP存在負(fù)方向的影響。消費(fèi)、投資、出口在短期內(nèi)每增加1%，短期內(nèi)GDP將依次增長(zhǎng)0.625%、0.400%、-0.052%。此外由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，因而它表明每年實(shí)際發(fā)生的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中與長(zhǎng)期均衡的偏差有58.9%被修正。
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