總需求結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響分析

龔海林，梅國(guó)平

(1.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，江西 南昌 330013；2.江西師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，南昌 330022）

0 前言

消費(fèi)、投資和出口“三駕馬車(chē)”是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，同時(shí)也是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)的重要因素。中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高投資、低消費(fèi)、依賴(lài)凈出口的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象越來(lái)越受到許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者的關(guān)注。近期，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)社會(huì)總需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用做了較為豐富的研究。周澤炯（2007）運(yùn)用向量誤差修正（VEC）模型，并通過(guò)方差分解分析發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期推動(dòng)作用；投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用迅速；進(jìn)出口需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用不十分明顯。孫國(guó)鋒,王家新（2008）研究發(fā)現(xiàn)：消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)及貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)率變動(dòng)很穩(wěn)定，投資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)及貢獻(xiàn)率雖然呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但投資的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較大。王睿（2009）從多個(gè)方面論述了居民消費(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素和阻滯經(jīng)濟(jì)劇烈波動(dòng)的穩(wěn)定力量。丁婧（2009）通過(guò)深入研究馬克思消費(fèi)理論和分析現(xiàn)實(shí)發(fā)展情況，從理論依據(jù)和現(xiàn)實(shí)依據(jù)出發(fā)，論證了消費(fèi)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?。劉進(jìn)軍（2009）認(rèn)為。消費(fèi)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原動(dòng)力,是當(dāng)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般模式。盧萬(wàn)青等（2010）在VAR模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)建立協(xié)整方程，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)和方差分解的方法，對(duì)我國(guó)內(nèi)需、外需與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了全面研究。結(jié)果表明：短期內(nèi)，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用較大，長(zhǎng)期內(nèi)，消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用最大。關(guān)于社會(huì)總需求結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，曾令華（1998）認(rèn)為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的主要因素是社會(huì)總需求，通過(guò)比較消費(fèi)率和投資率的變動(dòng)，對(duì)造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的需求因素到底是消費(fèi)需求還是投資需求做了定性分析。余東華（2004）分析了我國(guó)從“一五”到“九五”期間投資率和消費(fèi)率的變動(dòng)趨勢(shì)，并且從實(shí)證的角度研究了我國(guó)的投資率和消費(fèi)率如何從速度和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。王小魯、樊綱等（2009）分析發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)率的持續(xù)下降是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)內(nèi)在因素。

從以上分析中我們發(fā)現(xiàn)了一個(gè)尚未研究但卻值得研究的問(wèn)題，既然消費(fèi)率、投資率都能夠在一定程度上影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，那么它們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平穩(wěn)性是否有影響呢？換句話說(shuō)，也就是它們對(duì)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)是否有影響，影響的效果和方式是否有什么區(qū)別？能否從定量的角度對(duì)這種影響效果進(jìn)行實(shí)證分析？本文正是基于這些問(wèn)題，通過(guò)引入分位數(shù)回歸方法，從分位數(shù)的角度分析社會(huì)總需求結(jié)構(gòu)（消費(fèi)率、投資率）對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，能較深入、細(xì)致地分析消費(fèi)率、投資率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

1 理論分析及模型的設(shè)定

當(dāng)前理論界比較流行的做法是利用產(chǎn)出缺口來(lái)刻畫(huà)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，產(chǎn)出缺口是由實(shí)際GDP引起的。產(chǎn)出缺口在數(shù)學(xué)上表示為實(shí)際GDP與潛在GDP的差額占潛在產(chǎn)出的百分比，潛在GDP是指現(xiàn)有的生產(chǎn)能力，它是一個(gè)靜態(tài)概念，沒(méi)有伸縮性。實(shí)際GDP則有伸縮性，它可能大于潛在GDP(在一定界限內(nèi))，也可能小于潛在GDP。所以產(chǎn)出缺口是由實(shí)際GDP引起的。實(shí)際GDP大于潛在GDP，就產(chǎn)生GDP正缺口，實(shí)際GDP小于潛在GDP就產(chǎn)生負(fù)缺口。那么實(shí)際GDP又是由什么因素決定的呢？是由社會(huì)總需求決定的。按支出法計(jì)算，實(shí)際GDP=消費(fèi)需求+投資需求+凈出口需求，其中消費(fèi)需求包括居民消費(fèi)需求和政府消費(fèi)需求。因此社會(huì)總需求的變動(dòng)就是消費(fèi)和投資的變動(dòng)(凈出口需求也是總需求的一部分，但與消費(fèi)和投資相比，它所占比例極小)。所以實(shí)現(xiàn)充分生產(chǎn)的是消費(fèi)需求和投資需求，造成產(chǎn)出缺口的也是消費(fèi)和投資。曾令華（1998）利用消費(fèi)率和投資率采用比較分析的方法對(duì)引起我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的需求因素作了定性分析，本文也就是在此理論研究基礎(chǔ)上，對(duì)影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的需求因素作進(jìn)一步的定量分析。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，消費(fèi)需求和投資需求對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響具有一定的滯后性，也就是說(shuō)消費(fèi)需求和投資需求不僅會(huì)對(duì)當(dāng)期的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生影響，而且還會(huì)影響后一期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。所以我們建立如下模型：

其中ry是產(chǎn)出缺口，是指實(shí)際GDP與潛在GDP的差額和潛在GDP的比值，它能客觀反應(yīng)實(shí)際GDP偏離潛在GDP的程度。rct,rit是指當(dāng)期的消費(fèi)率和投資率，rct-1,rit-1是指滯后一期的消費(fèi)率和投資率。

2 研究方法

如果上述模型僅采用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸分析，則只能從總體上概括地解釋消費(fèi)率和投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響程度。但無(wú)法深入、細(xì)致地揭示各個(gè)因素在不同的區(qū)間對(duì)產(chǎn)出缺口的影響程度，結(jié)論過(guò)于籠統(tǒng)。因此，我們引入分位回歸分析法,進(jìn)一步從數(shù)量上對(duì)各個(gè)影響產(chǎn)出缺口的因素進(jìn)行更深入的分析。

分位回歸分析基本思想最早由Koenker和Bassett(1978)提出并引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，它是對(duì)傳統(tǒng)普通最小二乘估計(jì)(OLS)的一種擴(kuò)展。OLS用來(lái)估計(jì)自變量對(duì)因變量條件平均數(shù)的效果，其假設(shè)是不同分布點(diǎn)自變量的效果是相同的。而分位回歸則是一種更一般化的估計(jì)方法，其目的在于觀察分布中不同分位點(diǎn)上自變量的不同作用程度。與最小二乘估計(jì)相比較，分位數(shù)回歸的優(yōu)點(diǎn)在于：其一，它允許所研究的回歸參數(shù)依因變量的不同分布點(diǎn)變動(dòng)，不再局限于較為簡(jiǎn)單的函數(shù)關(guān)系式，這有助于我們對(duì)現(xiàn)象之間的回歸關(guān)系進(jìn)行更為細(xì)致的分析；其二，它不對(duì)誤差項(xiàng)分布做具體的假定,對(duì)非正態(tài)分布或異常值,它具有較強(qiáng)的耐抗性。因此其估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健。

與普通最小二乘法(OLS)最小化殘差平方和不同，Koenker等(1978)提出的分位數(shù)回歸方法以最小化加權(quán)平均絕對(duì)誤差為目標(biāo)，將因變量在不同分位數(shù)下對(duì)自變量進(jìn)行回歸，從而得到不同分位數(shù)下估計(jì)參數(shù)的變化規(guī)律。令Y為隨機(jī)因變量，樣本為{y1,y2,…,yn}，其分布函數(shù)為F(y)=P(Y≤y)，則Y的第τ分位數(shù)可定義為：

另設(shè)解釋變量X為K×1維隨機(jī)向量，樣本為{x1,x2,…,xn}。假設(shè)為線性模型時(shí)，給定X，關(guān)于Y的線性分位數(shù)回歸模型為：

其中，參數(shù)β=(β0,β1,…,βk)隨著分位數(shù)τ的變化，其估計(jì)值也可能發(fā)生相應(yīng)的變化。只要最小化

從而得到不同分位數(shù)下參數(shù)β的估計(jì)值，其中,ρτ=μ[τ-I(μ＜0)],τ∈(0,1),I(μ)是示性函數(shù),當(dāng)μ＜0 時(shí)取1,μ＞0時(shí)取0。目前，對(duì)于式(4)的求解主要有單純形法、內(nèi)點(diǎn)法和平滑法，本文以Eviews6.0軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

3 實(shí)證分析

模型中所涉及的數(shù)據(jù)均來(lái)自于（中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009），消費(fèi)率和投資率是指當(dāng)年的國(guó)內(nèi)名義消費(fèi)總量、名義資本形成總額分別與該年的名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值；實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以1978年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為基數(shù)，利用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行平減而得，潛在GDP是采用現(xiàn)在較為流行的HP濾波法所得實(shí)際GDP的趨勢(shì)部分。

由于實(shí)證數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免偽回歸，我們必須對(duì)產(chǎn)出缺口、消費(fèi)率、投資率作ADF單位根檢驗(yàn)，并對(duì)回歸方程的殘差也作平穩(wěn)性檢驗(yàn)。表1顯示產(chǎn)出缺口、消費(fèi)率、投資率都是一階單整的時(shí)間序列，因此它們之間可以作回歸方程分析。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 OLS估計(jì)與分位數(shù)估計(jì)結(jié)果

在對(duì)回歸結(jié)果作分析之前，還必須對(duì)設(shè)定方程的合理性作檢驗(yàn)，否則所得方程很有可能還是一個(gè)偽回歸。按照Eanger和Granger（1987）的思想，我們對(duì)估計(jì)產(chǎn)生的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以驗(yàn)證方程的合理性和估計(jì)結(jié)果的平穩(wěn)性。從表3可以看出，在OLS估計(jì)的方法下，在零階單整的條件下，產(chǎn)出缺口估計(jì)結(jié)果的殘差的P值小于顯著水平5%，說(shuō)明OLS估計(jì)值具有平穩(wěn)性，模型的設(shè)定恰當(dāng)。同時(shí)，由于分位數(shù)回歸估計(jì)從τ=0.2到0.8有多個(gè)殘差序列產(chǎn)生，這里選取代表性的τ=0.5進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表3可以看出，在零階單整的條件下，分位數(shù)回歸的產(chǎn)出缺口估計(jì)結(jié)果的殘差的P值小于顯著水平5%，說(shuō)明分位數(shù)估計(jì)值也具有平穩(wěn)性，模型的設(shè)定也是合理的。

表3 殘差的增廣迪基-富勒單位根檢驗(yàn)結(jié)果

總體上從表2可以看出，無(wú)論是對(duì)于OLS估計(jì)，還是對(duì)于不同水平產(chǎn)出缺口（不同的tau值）的分位數(shù)回歸估計(jì)，當(dāng)期的消費(fèi)率和投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響是正面的，無(wú)論是提高消費(fèi)率還是提高投資率都會(huì)引起產(chǎn)出缺口正向的增加，但是提高消費(fèi)率的影響效果顯著地遠(yuǎn)大于提高投資率的影響效果。從產(chǎn)出缺口的數(shù)學(xué)表達(dá)式上看，因潛在產(chǎn)出是靜態(tài)值，產(chǎn)出缺口的正向增大，意味著實(shí)際產(chǎn)出的增加。也就是說(shuō)，提高消費(fèi)率比提高投資率對(duì)當(dāng)期實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用效果更大。滯后一期投資對(duì)產(chǎn)出缺口的影響也是正向的，但是效果不顯著，而滯后一期消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出缺口的影響卻是反向的，而且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著。綜合考慮模型的估計(jì)結(jié)果，如果提高投資率，則它對(duì)產(chǎn)出缺口的影響一直是動(dòng)態(tài)的正向影響，增加投資需求，提高投資率會(huì)使我國(guó)的產(chǎn)出缺口持續(xù)增大，造成經(jīng)濟(jì)過(guò)熱；相反，如果提高消費(fèi)率，則它對(duì)產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)影響卻是正負(fù)交替的作用效果，長(zhǎng)期來(lái)看，提高消費(fèi)率，有利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)增長(zhǎng)，不會(huì)造成經(jīng)濟(jì)的大起大落。

通過(guò)上面分析發(fā)現(xiàn)，因?yàn)閷?shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表現(xiàn)為消費(fèi)需求、投資需求和凈出口需求的和，刺激消費(fèi)和投資需求，短期內(nèi)都有利于提高我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度；但是從長(zhǎng)期來(lái)看，提高投資率會(huì)造成我國(guó)產(chǎn)出缺口的持續(xù)增大，不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，而提高消費(fèi)率長(zhǎng)期內(nèi)卻不會(huì)造成我國(guó)產(chǎn)出缺口的持續(xù)增大，從這個(gè)層面講，我們?cè)僖淮巫C實(shí)了消費(fèi)需求不僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力和源泉，它更是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效穩(wěn)定器。所以我們得出一個(gè)較有意義的結(jié)論：當(dāng)前，刺激消費(fèi)需求，進(jìn)一步提高消費(fèi)率，不但有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，而且有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

圖1 當(dāng)前消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響

圖2 當(dāng)前投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響

分位數(shù)估計(jì)優(yōu)于普通最小二乘估計(jì)在于它可以對(duì)不同產(chǎn)出缺口下各個(gè)變量對(duì)產(chǎn)出缺口的影響進(jìn)行分析，為了清楚顯示各變量的影響效果，我們把它們分別繪制成圖1、圖2、圖3和圖4。表2第3列顯示無(wú)論在何水平產(chǎn)出缺口當(dāng)期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響都是正向的，而且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，系數(shù)都在2.1以上，說(shuō)明在不同的產(chǎn)出缺口下，消費(fèi)率是影響產(chǎn)出缺口的主要因素之一，因此，維持合理的消費(fèi)率是保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要措施之一。同時(shí)從圖1中也可以看出，消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響在tau=0.5以前大體趨勢(shì)為升，而之后大體趨勢(shì)為降，也就是說(shuō)消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響呈現(xiàn)一個(gè)倒U型。低分位數(shù)處意味著較大的負(fù)產(chǎn)出缺口，高分位數(shù)處意味著較大的正產(chǎn)處缺口，從消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口影響的大體趨勢(shì)來(lái)看，在產(chǎn)出缺口分布兩端，消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響作用要小于在中分位處的影響作用，而中分位處意味著較小的產(chǎn)出缺口絕對(duì)值。也就是說(shuō)，在穩(wěn)定較小產(chǎn)出缺口值方面，消費(fèi)率發(fā)揮著重要作用。此外在tau=0.2處，消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響系數(shù)達(dá)到了2.7，說(shuō)明在較大負(fù)產(chǎn)出缺口（負(fù)產(chǎn)出缺口絕對(duì)值較大）時(shí)，消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口具有重要的影響作用，適當(dāng)提高消費(fèi)率有利于較快縮小負(fù)產(chǎn)出缺口。

表2第四列也可以看出當(dāng)期投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響也是正向的且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，系數(shù)在1.0左右。說(shuō)明在不同的產(chǎn)出缺口下，投資率也是影響產(chǎn)出缺口的主要因素之一，只是比當(dāng)期消費(fèi)率的影響效果較弱。圖2顯示當(dāng)前投資率產(chǎn)出缺口的影響效果呈下降趨勢(shì)，在tau=0.5以前，投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響作用大于1，而在tau=0.5之后，投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響作用要小于1.說(shuō)明在產(chǎn)出缺口低分位處，投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響作用要大于在高分位處的影響作用，尤其在tau=0.2處的系數(shù)遠(yuǎn)大于其他分位點(diǎn)出的影響系數(shù)。這說(shuō)明在較大負(fù)產(chǎn)出缺口時(shí)，投資率的降低會(huì)對(duì)負(fù)產(chǎn)出缺口進(jìn)一步惡化起到巨大的加劇作用。因此，面對(duì)當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)實(shí)際GDP的負(fù)面沖擊，我們?cè)诖碳?guó)內(nèi)消費(fèi)需求的同時(shí)，也必須保持一定的投資需求，維持一定投資率，甚至可以適當(dāng)提高投資率，而不應(yīng)這么快就退出經(jīng)濟(jì)刺激投資計(jì)劃，以免造成較大的負(fù)產(chǎn)出缺口，影響社會(huì)就業(yè)率，降低人們的社會(huì)福利水平，不利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

圖3 滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響

圖4 滯后一期投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響

表2第五列顯示無(wú)論在何分位數(shù)處，滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口起著反向的影響，且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著。圖3顯示在tau=0.5以前，滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響系數(shù)的絕對(duì)值小于2，而在tau=0.5之后，滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響系數(shù)的絕對(duì)值大于2。說(shuō)明在產(chǎn)出缺口低分位處，滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響作用要小于在高分位處的影響作用。也就是說(shuō)，在較大正產(chǎn)出缺口時(shí)，滯后一期消費(fèi)率對(duì)產(chǎn)出缺口的反向拉動(dòng)作用明顯且顯著，能夠快速縮小產(chǎn)出缺口，有利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。這個(gè)結(jié)論也具有非常好的現(xiàn)實(shí)意義，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過(guò)熱現(xiàn)象時(shí)，為了保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，一個(gè)有效措施是刺激消費(fèi)需求，適當(dāng)提高消費(fèi)率，在當(dāng)期能拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在長(zhǎng)期來(lái)看，又會(huì)縮小產(chǎn)出缺口，有利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。

圖4表明滯后一期投資率對(duì)產(chǎn)出缺口的影響系數(shù)從tau=0.2到tau=0.8都維持在0.6左右，但表2第六列顯示統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均不顯著。一個(gè)直觀的解釋就是我國(guó)的投資需求存在一定的短視行為，投資需求對(duì)實(shí)際GDP的拉動(dòng)更多地體現(xiàn)在當(dāng)期，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后效應(yīng)不明顯。因此，我們?cè)诒３趾侠硗顿Y率的同時(shí)，必須注重投資需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整，發(fā)揮投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效作用，以利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

4 主要結(jié)論與啟示

本文在分析影響產(chǎn)出缺口的需求因素的基礎(chǔ)上，建立影響產(chǎn)出缺口的動(dòng)態(tài)方程，以此模型利用分位數(shù)回歸技術(shù)對(duì)產(chǎn)出缺口進(jìn)行實(shí)證分析得到以下結(jié)論：

（1）提高消費(fèi)率比提高投資率短期內(nèi)對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用效果更大；當(dāng)前消費(fèi)率和滯后一期消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在相反的作用機(jī)制，而當(dāng)前投資率和滯后一期投資率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在同向的正向作用機(jī)制，因此長(zhǎng)期來(lái)看，提高消費(fèi)率相對(duì)于提高投資率來(lái)說(shuō)，更能較好地維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)，不至于造成經(jīng)濟(jì)的大起大落。

（2）當(dāng)期消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響都是正向的，而且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，系數(shù)都在2.1以上，說(shuō)明在不同的產(chǎn)出缺口下，當(dāng)期消費(fèi)率是影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要因素之一，且隨著產(chǎn)出缺口水平的提高，影響效果呈現(xiàn)倒U型形狀；滯后一期消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響系數(shù)都顯著為負(fù)，說(shuō)明滯后一期消費(fèi)率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)起著反向的影響，且隨著經(jīng)濟(jì)波動(dòng)水平不斷提高，反向影響效果不斷增強(qiáng)。

（3）當(dāng)期投資率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響也是正向的且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，系數(shù)在1.0左右，說(shuō)明在不同的產(chǎn)出缺口下，投資率也是影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要因素之一，且隨著產(chǎn)出缺口水平的提高，影響效果呈下降趨勢(shì)。無(wú)論在何產(chǎn)出缺口水平滯后一期投資率對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響系數(shù)都維持在0.6左右，而且效果不顯著，這說(shuō)明我國(guó)的投資需求存在一定的短視行為，投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期拉動(dòng)作用不明顯。

因此，面對(duì)世界經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)實(shí)際GDP的負(fù)面沖擊，為了保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速持續(xù)增長(zhǎng)，首先必須關(guān)注國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求，努力擴(kuò)大國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)，提高消費(fèi)率，優(yōu)化社會(huì)總需求結(jié)構(gòu)，以免造成較大的負(fù)產(chǎn)出缺口，影響社會(huì)就業(yè)率，降低人們的社會(huì)福利水平，不利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。其次，在保持一定的投資率時(shí)必須密切關(guān)注我國(guó)的投資結(jié)構(gòu)，注重發(fā)揮投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效作用。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，社會(huì)總需求結(jié)構(gòu)（消費(fèi)率、投資率）將成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展的重要因素，本文的研究將對(duì)相關(guān)政策的制定和研究提供一定的理論依據(jù)。

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