我國消費需求與經(jīng)濟增長影響關(guān)系的空間差異研究

(川北醫(yī)學院人文社科學院 四川南充 637007)

我國消費需求與經(jīng)濟增長影響關(guān)系的空間差異研究

藍 英 鄧 渝 夏曉紅 張氦銦

(川北醫(yī)學院人文社科學院 四川南充 637007)

本文利用Johansen協(xié)整檢驗模型和Granger因果關(guān)系檢驗，對我國東中西部地區(qū)1985—2011年最終消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究。長期來看，東中西部地區(qū)最終消費和經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，影響作用略有差別。短期內(nèi)，東部和中部地區(qū)當期經(jīng)濟增長受到當期最終消費、前期經(jīng)濟增長和最終消費的影響。西部地區(qū)當期經(jīng)濟增長主要受到當期最終消費的影響，其彈性為1.11，受前期最終消費和經(jīng)濟增長的影響作用較弱。東部和中部地區(qū)經(jīng)濟增長是最終消費的格蘭杰原因，最終消費不是地區(qū)經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，西部地區(qū)最終消費與經(jīng)濟增長之間存在著顯著的雙向格蘭杰原因。綜合言之，最終消費需求對我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長的影響作用是顯著的，將來依靠最終消費拉動經(jīng)濟增長，潛力主要在西部地區(qū)。國家啟動內(nèi)需的消費政策應(yīng)該針對不同地區(qū)特征差別對待，對西部地區(qū)進行傾斜。

最終消費；經(jīng)濟增長；Johansen協(xié)整檢驗；誤差修正模型

經(jīng)濟增長是一個國家或地區(qū)潛在的國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加。消費、投資、凈出口決定了經(jīng)濟增長的速度和質(zhì)量，被稱為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。改革開放30年來，我國經(jīng)濟發(fā)展保持年均兩位數(shù)的增長。然而，與之形成鮮明對比的是我國最終消費率卻持續(xù)低迷，并呈現(xiàn)出波動中逐年下降的態(tài)勢。1979年我國消費率為64.3%①，1980—1985年消費率維持在65%左右，以后逐漸下降，1993年消費率跌破60%。1999年消費率小幅上升重回60.3%，2002年再次下降到60%以下就一路下滑。2009年消費率降為47.7%，2011年消費率僅僅恢復到48.3%。近年來，我國經(jīng)濟雖然仍保持了高速增長，但相對低的消費增長率對經(jīng)濟增長逐漸表現(xiàn)出了限制作用，特別在世界經(jīng)濟危機的背景下，這種負面影響更加顯著[1]。從世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，我國2008年的居民消費率已降低至整個亞太地區(qū)的最低水平。我國的投資率卻由1979年的36.1%逐步上升到2011年的48.3%。國內(nèi)外經(jīng)濟發(fā)展實踐表明，在推動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”中，凈出口在經(jīng)濟發(fā)展過程中的波動是最劇烈、最容易受國際不確定性因素影響的，2008年美國金融風暴對世界各地經(jīng)濟的巨大沖擊就是極好的證明。在后經(jīng)濟危機的背景下，我國經(jīng)濟仍然面臨巨大的維持持續(xù)高速增長的壓力，政府把期望寄托在刺激內(nèi)需上，消費需求的增長是擴大內(nèi)需的重要組成部分。黨的十七大報告指出，“要堅持擴大內(nèi)需特別是消費需求的方針，促進經(jīng)濟增長由主要依靠投資、出口拉動向消費、投資和出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變”。黨的十八大報告還指出“加快建立擴大消費需求長效機制”。

一、理論基礎(chǔ)及文獻回顧

消費是社會再生產(chǎn)過程的終點和新的起點，為生產(chǎn)直接提供目的和動力。關(guān)于消費與生產(chǎn)的辯證關(guān)系，馬克思在《<政治經(jīng)濟學批判>導言》中作了經(jīng)典的論證，此處不再累述。最后馬克思把生產(chǎn)與消費的關(guān)系歸結(jié)為生產(chǎn)和消費的同一性；可以說從某種程度上講，生產(chǎn)就是消費，消費就是生產(chǎn)。

國內(nèi)外許多學者對消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。凱恩斯(1936)在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中指出：有效需求在經(jīng)濟發(fā)展中起著極其重要的作用，有效需求增加會引起投資擴大并增加就業(yè)，從而促使經(jīng)濟不斷發(fā)展。因此，他主張政府不應(yīng)放任經(jīng)濟自由發(fā)展，而應(yīng)充分運用財政政策和貨幣政策主動干預國民經(jīng)濟，使有效需求保持在與經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)的水平上。Kuznets(1955)提出，把新技術(shù)、新知識大規(guī)模地投入到生產(chǎn)領(lǐng)域中，就會使人均產(chǎn)值高速增長并導致生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化革新，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)更新又會帶來新需求的產(chǎn)生和擴大，新需求又反過來給技術(shù)和知識的創(chuàng)新施加壓力，如此循環(huán)往復推動經(jīng)濟不斷向前發(fā)展。

國內(nèi)學者關(guān)于消費與經(jīng)濟增長關(guān)系主要從這些方面展開。一是研究居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系。如尹華(2010)分析了我國居民消費受消費觀念、消費能力、社會保障制度等相關(guān)因素的影響后，提出了利用居民消費拉動內(nèi)需的政策建議[2]。劉東皇(2010)通過改革開放30年來將我國內(nèi)外需數(shù)據(jù)、投資和消費比例、政府消費和居民消費比例的演化規(guī)律及與同期國際上發(fā)達國家和發(fā)展中國家進行比較研究后認為，我國經(jīng)濟30年高速增長，帶來了居民收入水平30年的高速增長，但相對于投資和出口而言，消費對經(jīng)濟增長的拉動作用偏低[3]。二是研究最終消費對經(jīng)濟增長的影響。如金曉彤等(2010)基于1979年1月至2009年8月期間我國社會消費品零售總額月度同比增長率數(shù)據(jù)，利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型分析了我國消費需求增速過程的時間路徑變化特征后認為，我國消費需求增速動態(tài)過程可以劃分為“低速消費區(qū)制”、“適速消費區(qū)制”和“高速消費區(qū)制”。2009年后，我國處于“適速消費區(qū)制”，因此，我國經(jīng)濟政策操作重點仍應(yīng)該集中于擴大消費需求以期拉動總體經(jīng)濟增長[4]。孫海濤等(2012)選用1978年以來我國經(jīng)濟發(fā)展和消費需求的32年數(shù)據(jù)，使用不同的計量經(jīng)濟方法，從經(jīng)濟增長的因素分析、經(jīng)濟增長對消費需求的影響和消費需求對經(jīng)濟增長的影響三個方面驗證了消費需求與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關(guān)系和相互影響作用，結(jié)果表明：在影響經(jīng)濟增長的三因素分析中，消費需求是影響經(jīng)濟增長的最重要的因素；經(jīng)濟增長對消費需求的影響結(jié)果表明，二階差分后的邊際消費傾向為0.418768；消費需求與經(jīng)濟增長之間互為格蘭杰因果關(guān)系[5]。三是從支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值入手，研究最終消費、投資和凈出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系。如叢日玉(2010)運用協(xié)整理論實證分析我國消費、投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系后得出結(jié)論：我國GDP分別是投資、消費的格蘭杰原因且它們?nèi)咧g存在協(xié)整關(guān)系，即經(jīng)濟增長是消費和投資的格蘭杰原因且存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系[6]。此外，洪銀興(2013)認為我國啟動內(nèi)需尤其是消費需求拉動經(jīng)濟增長的基本條件有兩個，其一為擴大消費需求，其二為發(fā)展消費經(jīng)濟。發(fā)展消費經(jīng)濟要更加注重生產(chǎn)和服務(wù)企業(yè)的創(chuàng)新，推動消費方式的多樣化、消費業(yè)態(tài)的擴展、消費模式的調(diào)整[7]。田學斌(2008)通過對我國城鄉(xiāng)家庭消費擴張的制度性障礙進行梳理，認為我國居民消費率偏低，主要原因不在于消費力不足，而在于消費的制度環(huán)境不佳。最后提出摒棄單純以刺激消費為目標，轉(zhuǎn)以家庭消費能力提高為依歸的政策主張，從根本性、長期性的制度變革入手來實現(xiàn)消費率穩(wěn)步提升的目標[8]。

以上文獻多以全國或某個省份為研究對象，將東中西部地區(qū)消費對經(jīng)濟增長影響進行比較研究的文獻尚付闕如。本文以1985—2011年各省份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對比研究東、中、西部②地區(qū)消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，希望為政府制定差別化的啟動內(nèi)需經(jīng)濟政策提供理論參考。

二、近年來我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長演變現(xiàn)狀分析

(一)近年來我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長演變現(xiàn)狀分析

改革開放后中國經(jīng)濟增長取得了輝煌成就，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)從1978年的3605.6億元增至2011年的465731.3億元，增長了上百倍。然而，東、中、西部地區(qū)發(fā)展差距并沒有隨著國家經(jīng)濟的發(fā)展而縮小，出現(xiàn)了庫茲涅茨倒U曲線悖論。改革開放初期，東部地區(qū)憑著優(yōu)越的地理位置和國家政策扶持，經(jīng)濟增長取得了突飛猛進的成就。自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，尤其是近幾年東部地區(qū)受資源環(huán)境、出口及其他因素影響，一些產(chǎn)業(yè)相繼轉(zhuǎn)移到中西部，中西部地區(qū)經(jīng)濟增長加速，發(fā)展差距有縮小的趨勢。1998—2011年，東、中、西部地區(qū)GDP年均增長13.9%、12.7%和13.5%。但經(jīng)濟總量差距并沒有得到明顯的改善，剛剛跨越倒U曲線的頂峰。1998年東、中、西部地區(qū)GDP之比為3.1:1.5:1，這種發(fā)展差距并沒有隨著西部大開發(fā)政策的實施立即發(fā)生改變而是越拉越大，2005年發(fā)展差距達到最大為3.5:1.4:1，之后緩慢縮小，2011年東部地區(qū)與西部地區(qū)經(jīng)濟總量之比首次降到3倍以下為2.9:1。中部地區(qū)與西部地區(qū)發(fā)展差距幾乎維持在1.3～1.5:1的穩(wěn)定水平。

表1 1998—2011年我國東中西部地區(qū)支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)(億元)

(二)近年來我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)演變現(xiàn)狀分析

從表2看出，東部地區(qū)消費率從1998年47.8%緩慢增加至2002年49.9%后逐漸下降至2011年的44.7%。除2000—2002外，投資率卻從1998年的46.5%逐漸上升到2011年的50.4%。凈出口率從1998年的5.7%緩慢增長到2008年的8.4%，受國際金融危機的影響，凈出口率降為2011年的4.9%。從對經(jīng)濟增長的貢獻來看，除1999—2002外，其余年份經(jīng)濟增長主要依靠投資和凈出口拉動，貢獻率超過50%，消費對經(jīng)濟增長的拉動作用貢獻率低于50%，2004年最低為35.5%。受國際金融危機影響，外需疲軟，2008年后GDP增長率持續(xù)下滑，2009年達到最低值7.3%，其中投資對經(jīng)濟增長的貢獻率高達78%，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生5.6個百分點的拉動作用，消費對經(jīng)濟增長的貢獻率為49.1%，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生3.58個百分點的拉動作用，凈出口對經(jīng)濟拉動作用為負值。

表2 東部地區(qū)三大需求比率及對GDP的貢獻率 單位(%)

從表3看出，中部地區(qū)消費率從1998年的57%一路下滑到2011年的45.7%。投資率卻從1998年的41.1%波動中上升到2011年的60%。凈出口率個別年份還出現(xiàn)了貿(mào)易逆差。從對經(jīng)濟增長的拉動作用來看，1999—2003年，消費貢獻率超過50%，其余年份主要依靠投資拉動，凈出口貢獻率長期為負值。

表3 中部地區(qū)三大需求比率及對GDP的貢獻率 單位(%)

從表4看出，西部地區(qū)消費率從1998年的62.7%波動中逐漸下降到2011年的49.1%。投資率從1998年的43.1%波動中上升到2011年的67.3%。由于國家對西部地區(qū)貿(mào)易政策的支持，凈出口率逐漸上升。從對經(jīng)濟增長的拉動作用來看，消費貢獻率逐漸下降，資本形成貢獻率逐漸增加，凈出口貢獻率長期為負值。

表4 西部地區(qū)三大需求比率及對GDP的貢獻率 單位(%)

綜觀我國東、中、西部地區(qū)近年來經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)演變過程，各地區(qū)消費對經(jīng)濟增長的拉動作用都逐漸下降，經(jīng)濟增長主要依靠投資來拉動。東部地區(qū)由于良好的區(qū)位優(yōu)勢和發(fā)展基礎(chǔ)，凈出口對經(jīng)濟增長的拉動作用是明顯的，由于受2008年國際金融危機的影響，其拉動作用逐漸減弱。比較而言，中西部地區(qū)比東部地區(qū)經(jīng)濟增長對投資的依賴性更強。

三、我國東中西部地區(qū)消費需求與經(jīng)濟增長影響實證分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文選取了1985—2011年我國東、中、西部地區(qū)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，采用支出法地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量經(jīng)濟增長，最終消費代表總的消費水平。為消除時間序列存在的異方差性，將東、中、西部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費分別取自然對數(shù)形成新的序列，記為(y1，x1)、(y2，x2)和(y3，x3)。

(二)單位根檢驗

當時間序列含有單位根時，它就是一個非平穩(wěn)時間序列。非平穩(wěn)時間序列通過足夠次數(shù)的差分可轉(zhuǎn)換為一個平穩(wěn)時間序列。若一個非平穩(wěn)時間序列xt經(jīng)過d次差分達到平穩(wěn)，則稱xt具有d階單整性，記為xt～I(d)。其中，d表示單整階數(shù)，是序列包含的單位根個數(shù)。本文用ADF統(tǒng)計量進行單位根檢驗，見表5。

表5 東中西部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費單位根檢驗

注：檢驗類型用(c，t，k)表示，c、t、k分別代表檢驗模型的截距(intercept)、趨勢項(trend)以及序列差分的滯后階數(shù)(laglength)；如無截距c取0，無趨勢t取0；Δ代表變量的一階差分，Δ2代表變量的二階差分；ADF值和各臨界值結(jié)果保留兩位小數(shù)。

(三)協(xié)整檢驗

所謂協(xié)整，是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量之間的某種線性組合是平穩(wěn)的。對于隨機向量xt=(x1t,x2t,...xkt)′，如果向量中每一個序列都是d階單整序列即xit～I(d)，且存在一個非零向量β=(β1,β2,...βk)′，使得β′xt～I(d-b)，則稱變量x1t，x2t，...xkt存在階數(shù)為(d，b)的協(xié)整關(guān)系，用xt～CI(d,b)表示。β稱為協(xié)整向量，其元素稱為協(xié)整參數(shù)。只有當兩個變量的單整階數(shù)相同時才有可能存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整的經(jīng)濟意義在于：兩個變量雖然具有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，一次沖擊只能使它們暫時偏離均衡位置，在長期中會自動回復到均衡位置。

由于(y1，x1)和(y2，x2) 都是非平穩(wěn)的I(2)序列，(y3，x3)是非平穩(wěn)的I(1)序列，滿足協(xié)整檢驗前提，下面通過檢驗殘差序列的平穩(wěn)性來檢驗地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費二者之間是否具有協(xié)整關(guān)系。用普通最小二乘法(OLS)對它們進行回歸得到方程，再對殘差序列做單位根檢驗見表6。

表6 東中西部地區(qū)協(xié)整回歸及殘差序列的單位根檢驗

(四)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗可以判斷各變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這些變量間是否存在因果關(guān)系還有待因果檢驗才能知道。Granger于1969年對變量之間的因果關(guān)系做了如下定義：如果一個變量x是引起另一個變量y的原因，則變量X應(yīng)該有助于預測變量y，即在y關(guān)于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力。運用Eviews6.0軟件檢驗變量y1、x1和y2、x2以及y3、x3之間的因果關(guān)系所得結(jié)果如表7所示。

表7 東中西部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費的因果關(guān)系檢驗

(五)誤差修正模型

在經(jīng)濟領(lǐng)域，多數(shù)經(jīng)濟變量特別是宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的，一般具有一階或二階單整性。這些看起來很難存在長期均衡關(guān)系的非平穩(wěn)變量的線性組合卻可能是平穩(wěn)的。根據(jù)格蘭杰(Granger)定理，如果若干個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量必有誤差修正模型表達式存在。如具有(1，1)階分布滯后的非平穩(wěn)變量yt=β0+β1xt+β2xt-1+μyt-1+εt，由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運用OLS法。對上述分布滯后模型適當變形得：

將上式進一步化簡為：Δyt=β1Δxt-λ(yt-1-α0-α1xt-1)+εt(*)。

yt=β0+β1xt+β2xt-1+β3xt-2+μ1yt-1+μ2yt-2+εt

Δyt=-μ2Δyt-1+β1Δxt-β3Δxt-1-λ(yt-1-α0-α1xt-1)+εt(**)

由于東部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間存在著I(2，2)協(xié)整關(guān)系，故可建立誤差修正模型為：

y1t=0.078+1.09x1t+0.99y1(t-1)-1.07x1(t-1)-0.502y1(t-2)+0.508x1(t-2)

(1.54)(10.16)(4.43)(-3.97)(-2.41)(2.34)

誤差修正項：ecm=y1(t-1)-0.155-1.045x1(t-1)

中部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間存在著I(2，2)協(xié)整關(guān)系，故可建立誤差修正模型為：

y2t=-0.09+1.14x2t-1.26x2(t-1)+0.24x2(t-2)+1.1y2(t-1)-0.2y2(t-2)

(-1.46)(10.37)(-4.51)(0.88)(4.51)(-0.79)

Δy2t=0.2Δy2(t-1)+1.14Δx2t-0.24Δx2(t-1)-0.1(y2(t-1)+0.9-1.2x2(t-1))

誤差修正項：ecm=y2(t-1)+0.9-1.2x2(t-1)

西部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間存在著I(1，1)協(xié)整關(guān)系，故可建立誤差修正模型為：

y3t=-0.116+1.11x3t-0.923x3(t-1)+0.83y3(t-1)

(-1.34)(12.65)(-6.24)(5.09)

誤差修正項：ecm=y3(t-1)-0.685-1.12x3(t-1)

四、結(jié)論及建議

本文運用Johansen協(xié)整檢驗模型及對應(yīng)的向量誤差修正模型，從長期和短期兩個角度分別研究我國東、中、西三大地區(qū)1985—2011年最終消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，實證分析結(jié)果表明：三大地區(qū)最終消費和經(jīng)濟增長之間都存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在研究過程中，主要得出如下結(jié)論，期望能對國家制定差別化的啟動內(nèi)需尤其是消費需求的經(jīng)濟政策有參考價值。

1.通過單位根檢驗，取對數(shù)后的東、中、西部地區(qū)1985—2011年地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費之間都是非平穩(wěn)時間序列。東部地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費經(jīng)過兩次差分后為平穩(wěn)序列，所以其原序列是二階單整的非平穩(wěn)序列。中部地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費經(jīng)過兩次差分后為平穩(wěn)序列，所以其原序列是二階單整的非平穩(wěn)序列。西部地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費經(jīng)過一次差分后為平穩(wěn)序列，所以其原序列是一階單整的非平穩(wěn)序列。

2.對東、中、西部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費分別作協(xié)整回歸，再對其殘差作單位根檢驗后發(fā)現(xiàn)：東部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費即y1與x1之間存在著I(2，2)的協(xié)整關(guān)系，中部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費即y2與x2之間存在著I(2，2)的協(xié)整關(guān)系，西部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費即y3與x3之間存在著I(1，1)的協(xié)整關(guān)系。

3.通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗定理發(fā)現(xiàn)：在0.13的顯著性水平下，東部地區(qū)最終消費不是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，而地區(qū)生產(chǎn)總值是最終消費的格蘭杰原因。在0.2的顯著性水平下，中部地區(qū)最終消費不是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，地區(qū)生產(chǎn)總值是最終消費的格蘭杰原因?？梢?，過去東、中部地區(qū)的經(jīng)濟增長主要依靠投資和進出口拉動，消費對經(jīng)濟增長拉動作用較弱。在0.1顯著性水平下，西部地區(qū)的最終消費是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，地區(qū)生產(chǎn)總值也是最終消費的格蘭杰原因。所以，要充分發(fā)揮消費對經(jīng)濟增長的拉動作用，潛力主要在西部地區(qū)，當然西部地區(qū)受已有發(fā)展基礎(chǔ)限制，將來國家投資也應(yīng)該適當向西部地區(qū)傾斜。

4.由于東、中、西部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間都存在協(xié)整關(guān)系，所以必有誤差修正模型存在。東部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間的誤差修正模型為：

其長期關(guān)系是y1(t-1)=0.155+1.045x1(t-1)，說明對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費之間的彈性系數(shù)為1.045。短期來看，東部地區(qū)當期對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值變化受當期最終消費的影響彈性是1.09，受前期地區(qū)生產(chǎn)總值的影響彈性是0.502，受前期最終消費的反向影響彈性為0.508，前期消費太高可能會通過影響積累再傳遞到影響投資，從而影響當期地區(qū)生產(chǎn)總值。非均衡誤差則以0.507的比例影響當期地區(qū)生產(chǎn)總值。

中部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間的誤差修正模型為：

Δy2t=0.2Δy2(t-1)+1.14Δx2t-0.24Δx2(t-1)-0.1(y2(t-1)+0.9-1.2x2(t-1))

其長期關(guān)系是y2(t-1)=-0.9+1.2x2(t-1)，說明對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費之間的彈性系數(shù)為1.2。短期來看，東部地區(qū)當期對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值變化受當期最終消費的影響彈性是1.14，受前期地區(qū)生產(chǎn)總值變化影響彈性是0.2，受前期消費反向影響彈性為0.24。非均衡誤差則以0.1的比例影響當期地區(qū)生產(chǎn)總值。

西部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費之間的誤差修正模型為：

其長期關(guān)系是y3(t-1)=0.685+1.12x3(t-1)，說明對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費之間的彈性系數(shù)為1.12。短期來看，最終消費的變化以1.11的比例影響地區(qū)生產(chǎn)總值的變化。非均衡誤差則以0.17的比例影響當期地區(qū)生產(chǎn)總值。

綜上所述，長期來看最終消費與地區(qū)生產(chǎn)總值之間的彈性影響關(guān)系，中部地區(qū)(1.2)>西部地區(qū)(1.12)>東部地區(qū)(1.045)。短期來看，東部和中部地區(qū)當期地區(qū)生產(chǎn)總值變化均受到當期消費變化的影響，東部地區(qū)彈性(1.09)小于中部地區(qū)彈性(1.14)。同時，東部和中部地區(qū)當期地區(qū)生產(chǎn)總值還受到前期地區(qū)生產(chǎn)總值的影響，東部地區(qū)彈性(0.502)大于中部地區(qū)彈性(0.2)。東部和中部地區(qū)前期最終消費卻以反向彈性影響當期地區(qū)生產(chǎn)總值，東部彈性(0.508)大于中部地區(qū)(0.24)。西部地區(qū)的當期地區(qū)生產(chǎn)總值短期只受到當期消費的彈性影響(1.11)，前期地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費的影響作用微弱。東、中、西部地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費的誤差修正系數(shù)均為負，修正速度東部地區(qū)的0.507大于西部地區(qū)的0.17大于中部地區(qū)的0.1。誤差調(diào)整項的系數(shù)為負，表明當?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值高于相對應(yīng)的最終消費均衡值，即滯后一期的非均衡誤差為正時，由于誤差修正項的系數(shù)為負，必然對當期的地區(qū)生產(chǎn)總值變動有反向調(diào)整作用，從而導致當期的地區(qū)生產(chǎn)總值回落，同理當?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值低于均衡點時，誤差修正機制將導致地區(qū)生產(chǎn)總值增大，通過對前一期的非均衡誤差的調(diào)節(jié)，總會使得最終消費和地區(qū)生產(chǎn)總值的增長保持在一個大體平衡的軌跡上。

注釋：

① 本文中數(shù)據(jù)如未特殊說明均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》或以其為基礎(chǔ)經(jīng)過計算得到。

② 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、重慶、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

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[責任編輯 譚金蓉]

2014-08-16

本文為川北醫(yī)學院2012年校級重點課題(CBY12-B-ZP02)研究成果。

藍英(1972—)，女，副教授，經(jīng)濟學碩士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟學、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學和衛(wèi)生經(jīng)濟學研究。

F126.1;F124.1

A

2095-1124(2015)02-0089-08