投資、消費關系的協調與經濟增長

摘 要：本文依據中國31個省（市、區）1986—2005年的面板數據，運用面板數據分析和協整分析，從相對數變動和絕對數變動兩個角度分析全國和各省的政府投資、私人投資、政府消費、居民消費與經濟增長之間的關系，

兩種方法相互印證，互為補充。本研究認為：地域和時間影響經濟增長，中央和各省應因地制宜、因時而異地采取措施；在各類支出中，居民消費對各省經濟增長率具有普遍影響；各地方政府支出對經濟增長影響不同，中央應該對地方政府的消費和投資進行合理調控。

關鍵詞：國內生產總值；政府消費；政府投資；居民消費；私人投資

中圖分類號：F123.16文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2009）05-0012-06

一、引 言

保證中國的經濟增長是當前工作的重點和難點，如果能協調好各類支出關系，將會達到事半功倍的效果。對經濟增長的研究可以從生產、分配和支出三個角度，分別討論這“三駕馬車”與經濟增長之間的關系。通常人們關注某種支出對經濟增長的影響，如投資與經濟增長關系，但是，在建設和諧社會和可持續發展過程中，思考各類支出之間的協同作用將更有意義。

科學合理地進行宏觀調控是中央政府面臨的一個現實問題。做好宏觀調控工作必須在綜合各方面情況的基礎上，在紛繁的矛盾中發現并解決主要問題。目前，中央政府在穩定國內外經濟主體對中國經濟增長的信心方面成績斐然，如果中央能保證在財政投資和貨幣政策決策上科學合理，政策效果將更加顯著。目前中國各地情況千差萬別，財政貨幣政策效果不一，如何了解實際情況，發現經濟增長和經濟發展中的主要矛盾，是中央政府進行宏觀調控的首要工作。中央政府在經濟增長問題上的困難是如何因地制宜采取措施。本文旨在從消費、投資及其內部構成之間關系上理解經濟增長，為政府決策進言獻策。

分別研究各類支出項目與經濟增長之間關系的文獻比較多，但是綜合討論各類支出項目對經濟影響的文獻仍然比較少。王小利（2005）研究了政府支出與經濟增長的關系，并指出政府公共投資在短期內對經濟增長影響不顯著、政府消費支出對經濟增長短期效應為正，從長期看，政府消費和投資支出對經濟增長有一定的解釋力［1］。其他有關研究也肯定兩者之間的正向關系，如繆仕國、馬軍偉（2006）和張海星（2004），并且認為投資效率受地域影響，如李禎業、金銀花（2006）［2］和胡琨、張維（2006）［3］。但這些研究仍然存在局限性：（1）只是證明地域是影響經濟增長的一個因素，對政府決策的指導作用不明確。（2）各文獻的研究通常采用一種方法，但是真正科學的研究可以殊途同歸，不受研究方法限制。（3）沒有綜合研究政府消費、政府投資、居民消費、私人投資對經濟增長的影響。（4）缺少對政府全部消費和投資支出與經濟增長之間關系的比較研究。

本文依據中國31個省（市、區）1986—2005年的面板數據，運用面板數據分析和協整分析，從相對數變動和絕對數變動兩個角度分析全國和各省的政府投資、私人投資、政府消費、居民消費與經濟增長之間的關系。

二、指標、數據和變量的選擇

我們選擇按照支出法計算的國內生產總值反映經濟增長。政府消費、居民消費來自國民經濟核算中最終消費及構成。政府投資、私人投資根據相關指標計算得出。

政府消費是政府部門為全社會提供的公共服務的消費支出和免費或以較低的價格向居民住戶提供的貨物和服務的凈支出。居民消費指常住住戶在一定時期內對于貨物和服務的全部最終消費支出。私人投資在此僅指私人固定資產投資，不包括存貨投資。由于在法律上按照經濟類型進行分類的對象只適用于企業，因此本文將政府投資分兩部分計算。

本文選擇的數據期間為1986—2005年度。數據主要來自中國經濟信息網。由于獲得的數據均以當年價格計算，考慮到地區之間通貨膨脹差異，本文對所用數據縮減為1986年價格，國內生產總值用各地區國內生產總值指數縮減，對政府消費和居民消費分別用商品零售價格指數和居民消費價格指數調整，對政府投資和私人投資均用各地區固定資產投資價格指數縮減。對各個省份國內生產總值分別用各個地區支出法國內生產總值指數進行調整，對政府消費用商品零售價格指數進行調整，對居民消費用居民消費價格指數進行調整。

本文選擇變量包括：

國內生產總值（GDP），政府消費（GC），政府投資（GI），居民消費（JC），非政府投資（PI），國內生產總值對數的一階差分（DLGDP），政府消費對數的一階差分（DLGC），居民消費對數的一階差分（DLJC），政府投資對數的一階差分（DLGI），私人投資對數的一階差分（DLPI），地區因素固定效應（Ii，其中i=1，2，……31，表示31個不同地區），時間因素固定效應（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。

三、模型Ⅰ——對經濟增長率影響分析

1.區域面版數據模型的構建

本文首先進行區域層面的面板數據分析，構建包括31個省（市、區）的面板數據集，合計31組。每個面板數據集都包含變量GDP、GC、GI、JC和PI，橫截面為31個地區，時間跨度為1986—2005年，共計20期，557個樣本數據。

為了避免時間序列的非平穩性對模型的影響，有必要對數據進行單位根檢驗。在面板數據結構下，由于時間跨度較小，常規單位根檢驗的功效受到很大影響（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin Chu t檢驗、Breitung t統計量檢驗、ADF-Fisher卡方檢驗以及PP- Fisher卡方檢驗等面板單位根檢驗方法，從多個角度對全部31個面板數據集中的5組變量及其對數差分變量進行Panel單位根檢驗。檢驗結果表明，DLGDP、DLGC、DLJC、DLGI、DLPI均拒絕了存在單位根的原假設，因此本文認為它們是平穩數列。根據數據特點我們建立如下模型：

DLGDPit=C0+C1i+C2iDLGCi+C3iDLGIi

+C4iDLJCi+C5iDLPIi+C6i（1）

即：

GDPGDP(-1)it=eC0×eC1i×GCGC(-1)C2i×GIGI(-1)C3i×JCJC(-1)C4i×PIPI（-1）C5i×et（2）

2.實證結果

上述模型考慮了地域、時間等固定因素對經濟增長的影響，以下從全國和不同省份兩個層面運用Pannel Data模型，以DLGDP為被解釋變量進行分析，分析結果如表1和表2所示。

表1全國層面面板數據分析表

解釋變量系 數標準誤差t統計量概 率

C0.0124***0.00304.07590.0001

D(LGC)0.0669***0.01414.73780.0000

D(LGI)0.0473***0.00984.83350.0000

D(LJC)0.2968***0.026411.2240.0000

D(LPI)0.0439***0.00735.99190.0000

注：***、**和*分別表示系數在1%、5%和10%水平上顯著；**表明系數在5%的水平下顯著；*表明系數在10%的水平下顯著，下表同。

表2 省級層面面板數據分析表

地 區DLGCDLGIDLJCDLPI

北 京0.1892**0.1178*0.2750***0.1051***

天 津-0.00660.05740.3493*0.0525

河 北0.04390.01740.2574*0.0378

山 西0.03860.1942***0.2930***0.0170

內蒙古0.2413**0.10470.3035-0.1001

遼 寧0.1907*0.03680.3294*0.0690*

吉 林0.10860.05030.20780.0201

黑龍江-0.11070.1836**0.4721***0.0653*

上 海0.15500.04910.1990-0.0079

江 蘇0.16560.08030.4920**0.0084

浙 江0.01490.01030.10290.1128

安 徽-0.05670.01390.29150.0408

福 建0.1736*0.0614-0.28490.1153**

江 西0.09080.02740.3150**0.0419

山 東0.1763**0.05890.3649**0.0261

河 南-0.01200.02570.29760.0485

湖 北-0.05390.07230.5743***-0.0310

湖 南0.05430.0342-0.00160.1169

廣 東-0.01950.02930.3213***0.0606

廣 西0.3010***-0.1275**0.17980.0413

海 南0.0984-0.03270.25010.0353

重 慶0.0769-0.0716-0.16850.3085

四 川0.2673**0.0886**0.4337***-0.0121

貴 州0.01940.01540.1495**0.0486*

云 南-0.00090.02410.15730.0144

西 藏0.08480.1232***-0.10160.1116***

陜 西0.05330.08550.20930.1128*

甘 肅0.06810.10110.23550.1392**

青 海0.03550.10130.03400.0201

寧 夏-0.05150.10910.4480***0.0410

新 疆0.2045***0.0834-0.03360.0251

（1）全國層面分析

模型檢驗的F統計量值為24.78，在1%的顯著性水平上我們拒絕所有系數同時為零的假設。Durbin-Watson檢驗統計量值為2.22，表明模型不存在序列相關問題。調整的決定系數為0.69，擬合程度比較好，被解釋變量和解釋變量之間存在結構影響關系。

所有變量顯著性水平均在1%水平之上，變量系數均為正，因此從全國來看，提高政府消費、政府投資、居民消費和私人投資增長率都有利于提高經濟增長率。政府投資彈性為0.047，私人投資彈性為0.044，居民消費彈性為0.297，政府消費彈性為0.067。政府投資彈性和私人投資彈性比較，兩者相差不大，但由于中國現階段政府投資基數大于私人投資基數，從絕對量對經濟增長貢獻角度考慮，如果相對增加私人投資，則效果更好。居民消費彈性是政府消費彈性的4倍，是政府投資彈性和私人投資彈性的7倍，因此，采取措施增加居民消費仍然是政府在經濟增長決策方面的首要任務，在政府投資和私人投資沖突的地方，政府投資應讓位于私人投資。

（2）省級層面分析

省級層面分析結果顯示，F統計量值為10.28，所有系數同時為0的概率為0.00，DW檢驗統計量值為2.04，模型不存在序列相關問題。調整的決定系數為0.74，與前述全國層面模型比較，省級層面的模型擬合程度更好。進一步地，我們分地區說明各變量的彈性系數、地區固定影響系數和時間固定影響系數。

表2給出了系數在1%、5%、10%水平上顯著的省份名單及變量回歸系數。我們發現，北京的4個變量系數都顯著，并且大于10%，北京任何類型支出對經濟增長促進作用都非常顯著；黑龍江、四川和遼寧有3個變量的系數顯著，黑龍江提高政府消費增長率對經濟增長率影響不顯著，遼寧政府投資增長率對經濟增長率影響不顯著，四川私人投資增長率對經濟增長率影響不顯著。另外，遼寧政府消費、居民消費和私人投資變量系數的顯著性水平比較高。

分析各省變量的彈性系數可知：湖北、江蘇、四川、寧夏和黑龍江的居民消費彈性系數顯著，并且均在0.4之上，北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費彈性系數也顯著，因此，在這些省份刺激居民消費有利于提高當地經濟增長率；政府消費增長率變動對經濟增長影響顯著的地區包括北京、內蒙古、遼寧、福建、山東、廣西、四川和新疆；政府投資增長率變動對經濟影響顯著的地區包括北京、山西、黑龍江、廣西、四川和西藏，其他地區政府投資變動對經濟增長影響不顯著；私人投資增長率對經濟影響顯著的地區包括北京、遼寧和黑龍江、福建、貴州、西藏、陜西和甘肅。

地域因素影響經濟增長率，影響結果如表3所示。影響最突出的省份是江蘇和云南，其次是貴州、青海、新疆、北京、遼寧、山東；對其他省份而言，地域對經濟增長影響差別很小。

時間也是影響經濟增長率的一個因素，影響結果如表4所示。自1996年之后系數都小于1，而之前的年份系數都大于1；在近10年，2004年和2005年是經濟增長最快時期。

表3 經濟增長率的地域因素固定影響系數表

地 區系 數地 區系 數地 區系 數地 區系 數

北 京-0.0236上 海-0.0025湖 北-0.0017云 南0.0357

天 津-0.0019江 蘇-0.0383湖 南0.0164西 藏-0.0028

河 北0.0085浙 江0.0109廣 東-0.0004陜 西0.0051

山 西0.0034安 徽0.0096廣 西0.0080甘 肅-0.0138

內蒙古0.0078福 建0.0126海 南-0.0051青 海0.0267

遼 寧-0.0233江 西-0.0038重 慶-0.0046寧 夏0.0047

吉 林0.0067山 東-0.0220四 川-0.0181新 疆0.0225

黑龍江0.0109河 南0.0119貴 州0.0212

表4經濟增長率的時間因素固定影響系數表

時 間系 數時 間系 數時 間系 數時 間系 數

19870.017319920.00721997-0.03532002-0.0636

19880.092519930.06431998-0.06222003-0.0441

19890.089719940.09311999-0.07822004-0.0117

19900.015119950.06542000-0.05102005-0.0127

1991-0.00651996-0.02272001-0.0566

四、模型Ⅱ——對經濟增長總量影響分析

前述建立的面板數據模型以經濟增長率為被解釋變量，僅僅進行了相對分析，為了彌補其不足，了解各變量水平值之間關系，我們在此嘗試協整分析并建立誤差修正模型。

1.協整分析

誤差修正模型要求變量必須是同階單整，我們對GDP、GC、GI、JC、PI分別進行了單位根檢驗，發現GDP、GC、GI是1階單整，JC、PI是2階單整，因此本文采用Engle-Granger兩步法對變量GDP、GC、GI進行協整分析。如果它們之間是協整的，他們之間的協整關系就可以表示為：

GDPt=α+βGI+γGC+υt（3）

對上述模型殘差進行單位根檢驗，我們發現υt構成I(0)過程，我們判斷GDP、GC、GI之間存在協整關系。

2.誤差修正模型

假設相對于理論均衡的非均衡偏離ECMt滿足以下等式：

ECMt=GDPt-α-βGIt-γGCt（4）

則誤差修正模型如下：

D(GDP)t=β1D(GC)+β2D(GI)+β3ECMt-1+εt（5）

對（4）式做參數變換為：

GDPt=-β3#8226;α+β1GCt+β2GIt+(1+β3)GDPt-1-(β1+β3#8226;γ)GCt-1-(β2+β3#8226;β)GIt-1 （6）

3.實證結果

根據（4）式所列模型進行分析，結果如表5所示。檢驗結果顯示，F統計量值為8.16，在1%的顯著性水平下，我們拒絕所有系數同時為零的假設。調整的決定系數為0.64，被解釋變量和解釋變量之間存在結構影響關系，擬合程度也比較好。由于模型Ⅰ的分析表明江蘇情況特殊，我們在此不研究江蘇省情況。考慮到β3符號問題，以下分析不涉及湖北、江蘇、江西、河南、重慶、貴州、西藏、陜西和青海。

其他地區政府消費總量對經濟增長總量影響情況是：北京、山東、海南和四川的政府消費系數β1為正，這些省份增加政府消費將增加國內生產總值，這一點與模型Ⅰ結論一致；在模型Ⅱ中湖北和廣東兩個省份政府消費量的回歸系數均為負，說明增加其政府消費無益于國內生產總值總量增長，比前述經濟增長率模型分析更進一步，在前述模型中，我們只發現廣東政府消費增長率對其經濟增長率影響不顯著。

其他地區政府投資總量對經濟增長總量影響情況是：北京、廣東和四川政府投資系數β2為正，說明在這些地區增加政府投資總量將有利于增加當地經濟增長總量，這也與模型Ⅰ分析結果一致。結合前述模型可知，廣東政府投資總量增長有利于提高經濟增長總量，不過廣東政府投資增長率最好不要超過上年數；四川則應加大政府投資力度，以比往年更大的政府投資增長率進行投資。模型Ⅱ顯示，山西、黑龍江和廣西的政府投資總量對經濟增長總量的作用效果不顯著，與模型Ⅰ的結論不一致，對這些省份政府投資和經濟增長之間的關系有待進一步分析。

表5 誤差修正模型估計表

地 區

β1β2β3地 區β1β2β3

北 京1.116***

1.035***-0.839***湖 北-1.428**-0.5790.395

天 津0.797-0.003-0.071湖 南-0.1480.185-0.183

河 北0.0910.239-0.235廣 東-0.236*0.558**-0.554***

山 西0.6850.593-0.058廣 西0.912-0.097-0.073

內 蒙1.066-0.077-0.340海 南9.789*-0.193-0.261*

遼 寧-0.0510.059-0.086重 慶0.968-0.0180.039吉 林1.2160.001-0.216四 川1.066**1.823***-0.608***

黑龍江-0.1440.442-0.505貴 州1.2791.0760.127

上 海0.4020.271-0.154云 南0.4230.853-0.281

江 蘇0.153-0.482**0.189*西 藏2.367-3.9230.082

浙 江-0.0450.227-0.167陜 西1.3120.4870.017

安 徽-0.4840.217-0.281甘 肅0.6860.648-0.331

福 建0.418-0.330-0.023青 海1.8923.4760.080

江 西1.2650.4120.112寧 夏5.1941.152-0.072

山 東0.333*-0.004-0.254新 疆1.1000.003-0.058

河 南0.267-0.2980.069

五、結論及建議

本文對政府投資、政府消費和居民消費、私人投資對經濟增長的影響進行比較分析，通過構建全國和省級二個層面的面板數據，可以得到如下結論：

第一，全國層面分析表明，在中國無論是加大政府投資增長率、政府消費增長率、居民消費增長率還是提高私人投資增長率都有利于中國經濟增長。本文的結論是私人投資增加1%，產出提高0.043%；政府投資增加1%，產出提高0.047%；居民消費增加1%，產出提高0.296%；政府消費增加1%，產出提高0.066%。

全國居民消費彈性遠遠高于政府消費彈性、政府投資彈性和私人投資彈性。在全球金融危機中中國要實現經濟增長，從投資和出口導向的增長模式向私人消費拉動增長模式轉變是合理的選擇。

第二，地域因素影響經濟增長率，尤其是江蘇和云南。另外，除了北京、遼寧、山東、貴州、青海和新疆外，其他省份的地理因素對經濟增長率的影響區別不大。時間因素也影響經濟增長，2004年和2005年是近10年來經濟增長的最快時期。

第三，省級層面研究政府消費與經濟增長關系問題，兩個研究模型都肯定了北京、山東和四川政府消費對經濟增長的促進作用；內蒙古、廣西和新疆僅是政府消費增長量對經濟增長量有顯著正向影響，他們的政府消費增長率對經濟增長率沒有顯著影響；湖北政府消費增長率對經濟增長率沒有顯著影響，但是其消費增長量對經濟增長量卻有顯著的負向影響。除前述地區外，其他地區政府消費對經濟增長都沒有顯著影響。

第四，省級層面研究政府投資對經濟增長的影響表明，對北京和四川而言，無論是政府投資增長率對當地經濟增長率的影響，還是政府投資增長量對當地經濟增長量的影響都是顯著的；廣東政府投資增長率對當地經濟增長率影響不顯著，政府投資增長量對當地經濟增長量影響顯著。在山西、黑龍江、廣西、西藏的政府投資對經濟增長的作用問題上，我們還沒有得出確定的結論；除前述地區外，其他地區的政府投資對經濟增長的影響都不顯著。

第五，各地區居民消費增長率和私人投資增長率對經濟增長率影響不同，湖北、江蘇、四川、寧夏、黑龍江、北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費增長率對當地經濟增長率影響顯著；其他地區影響不顯著。在影響顯著的地區，各地區的影響程度和顯著性水平不同。私人投資增長率對經濟增長影響顯著的地區包括北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、西藏、陜西和甘肅；其他地區私人投資增長率對經濟增長影響不顯著。

針對以上分析，本文提出如下建議：

第一，將增加居民消費作為實現經濟增長的長效機制。居民消費對經濟增長的貢獻遠遠超過政府消費、政府投資和私人投資，制定有利于居民消費的政策措施，通過居民消費水平提高來實現經濟增長是中國政府的明智選擇，只有這樣，中國居民才能從經濟增長中獲益，最終實現經濟增長和居民消費增長之間的良性循環。北京、天津、河北、山西、遼寧、黑龍江、江蘇、江西、山東、湖北、廣東、四川、貴州和寧夏的居民消費對經濟增長影響顯著，影響程度排在前五位的地區是黑龍江、江蘇、湖北、四川和寧夏。因此，政府的刺激消費政策應該至少要區分影響顯著地區和不顯著地區

兩類情況制定，對影響顯著的地區還要分別情況制定不同政策。

第二，在政府投資方面，大力增加北京和四川的政府投資，穩步增加廣東政府投資；對山西和黑龍江、廣西和西藏的政府投資效率展開研究；對除北京、四川、廣東、山西、黑龍江、廣西和西藏外的其他地區投資進行合理調控，因為這些地區政府投資對經濟增長影響并不顯著。在政府消費方面，大力增加北京、山東和四川的政府消費；穩定增加內蒙古、廣西和新疆的政府消費；穩定或適當降低湖北政府消費增長率；對黑龍江，需要深入研究其政府消費和經濟增長之間關系之后，再做決策。其他地區政府消費增長率可維持相對穩定。

第三，從實現經濟增長的目的出發，各省可采取不同的措施。遼寧政府投資增長率可以維持不變或減少，政府消費增長率、居民消費增長率和私人投資增長率應當加大；黑龍江居民消費增長率和私人投資增長率可以增大，目前還不能對政府投資和政府消費增長率提出明確意見；四川在提高私人投資增長率上無須費時費力，政府消費增長率、政府投資增長率和居民消費增長率可以增加，并且政府投資增長率提高更有利于當地經濟增長；山西應當增加居民消費；內蒙古應繼續增加政府消費；江蘇應增加居民消費，對增加政府投資，我們持懷疑態度，不應當增加政府投資；福建一方面應加大政府消費增長率，另一方面應采取措施增大私人投資規模；山東在政府消費和居民消費增長方面仍然大有可為，政府投資增長率和私人投資增長率則無需提高；廣西應增加政府消費增長率，對政府投資變動，還沒有明確的建議；貴州應采取措施擴大居民消費，提高私人投資增長率，而政府消費增長率和政府投資增長率則無需提高；西藏工作重點是加大私人投資增長率；陜西和甘肅應增加私人投資增長率；新疆應增加政府消費增長率；天津、河北、江蘇、江西、湖北和寧夏應努力提高居民消費增長率，政府消費、政府投資和私人投資增長率無需提高；廣東應提高居民消費增長率，無需提高政府消費、政府投資和私人投資增長率，但政府投資總量卻可以適當增加，其政府消費增長量若能減少將更有利于提高經濟增長總量；湖北應提高居民消費增長率，不增加政府消費增長率。

第四，從私人投資對經濟增長的作用看，中央可以引導私人更多地向北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、西藏、陜西和甘肅投資，這些地區私人投資對經濟增長影響顯著。

參考文獻：

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（責任編輯：韓淑麗）