我國居民信息消費與經濟增長關系的實證分析

胡艷秋

我國居民信息消費與經濟增長關系的實證分析

胡艷秋

以1978—2014年中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，在經濟增長理論的多變量分析框架之下，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗，并通過差分分解對我國居民信息消費與經濟增長之間的關系進行進一步地驗證，得出如下結論：第一，我國經濟增長與勞動投入量、資本存量、居民信息消費量之間存在著長期穩(wěn)定的關系；第二，我國經濟增長與居民信息消費之間互為格蘭杰因果關系；第三，居民的信息消費對我國經濟增長的推動作用小于勞動投入量和資本存量的推動作用，我國經濟增長仍處于粗放型階段。

信息消費；經濟增長；格蘭杰因果檢驗

一、引言

隨著我國信息產業(yè)不斷發(fā)展，信息基礎設施不斷完善，信息產品的供應日益增多，我國信息消費逐年增長。21世紀以來，信息消費每增加100億元，能帶動國民經濟增長300多億元；在美國、日本的人均信息消費支出分別為3400美元和2400美元，而我國僅為190美元，我國的信息消費有著巨大的發(fā)展空間。但是，就我國目前所處的發(fā)展階段而言，信息消費與經濟增長存在怎樣的關系？在我國大力發(fā)展信息產業(yè)的背景下厘清二者之間的關系對于我國制定科學的經濟發(fā)展戰(zhàn)略、提高居民生活水平等方面具有重要的現(xiàn)實意義。

眾多文獻通過實證的方法研究我國居民信息消費。丁志帆（2014）運用數(shù)值模擬分析城鎮(zhèn)居民信息消費的差異化福利效應，得出信息消費增速變動的福利效應有很明顯的群體差異性。沈小玲、鄭亞琴（2013）運用ELES模型，對我國城鎮(zhèn)居民信息消費結構進行分析，研究表明消費結構地區(qū)差異明顯，信息消費“棘輪效應”明顯。葉元玲、賴茂生（2012）通過聚類分析，研究“十一五”前后各省農村居民信息消費的指標，剖析地區(qū)信息消費水平和信息消費意愿不平衡的原因。馬哲明、李永和（2011）運用回歸方程，分析農村居民信息消費與其收入的關系，得出1985-1997年，農村居民的收入決定其信息消費，1997-2006年，農村居民的信息消費決定其收入。盡管上述文獻從不同角度、運用不同方法對我國居民信息消費進行定量分析，但他們的研究都沒有從宏觀角度研究我國信息消費與經濟增長的關系。

本文采用1978～2014年我國居民消費和國內生產總值等數(shù)據(jù)，以柯布—道格拉斯生產函數(shù)作為模型，引入勞動投入、資本存量、技術進步和信息消費等要素組合，并通過協(xié)整分析和Granger因果檢驗進行系統(tǒng)的分析信息消費對經濟增長的影響。

二、研究方法及數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型

本文以柯布—道格拉斯生產函數(shù)為模型的函數(shù)表達形式研究我國信息消費與經濟增長的關系，并假定技術不變，即A為常數(shù)。生產函數(shù)可表示為：

對（1）式求時間t的導數(shù)，則有：

增加滿足標準假設的誤差項和常數(shù)項，（2）式變?yōu)椋?/p>

其中，Y代表總產出或實際GDP，K是資本存量，L是勞動投入，IC是信息消費。

Kt、Lt、ICt分別表示總產出、資本、勞動投入、信息消費的增長，α、β、θ分別表示資本、勞動、技術進步、信息消費對產出的彈性。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文在考慮信息消費約束的經濟增長模型分析框架下，探討我國信息消費與經濟增長之間的因果關系。本文以我國1978-2014年度數(shù)據(jù)為樣本，選取數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒1978-2015》進行相關的處理，具體處理如下：1.總產出（實際GDP）：將GDP數(shù)據(jù)用平減指數(shù)換算成以1978年不變價格計算的實際GDP；2.勞動投入（L）：采用全社會從業(yè)人員度量勞動力投入；3.資本存量（K）：采用永續(xù)盤存法。計算公式為Kt=It/Pt+ (1-δ)Kt-1，其中，Kt是第t年以1978年不變價格計價的實際資本存量；It是以當期價格計算的投資額；Pt是第t年定基價格指數(shù)，δ參數(shù)是折舊率；4.信息消費（IC）：本文采用尹世杰的觀點，以醫(yī)療保健、交通與通訊、文化教育娛樂用品與服務等信息消費含量高的消費作為信息消費的構成內容，并把每一年的居民信息消費總量折算成以1978年為基期的實際信息消費量。

三、實證結果與分析

（一）單位根檢驗

由于本文所用的是時間序列數(shù)據(jù)，應該對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗以避免“偽回歸”。本文采用五種方法進行水平序列和差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

由表1可以看出不同的檢驗方法具有不同的檢驗效率，雖然五種單位根的檢驗上顯現(xiàn)的結果有差異，但總體來看，可以認定四種變量屬于一階單整，即I(1)。

（二）協(xié)整檢驗

由于1nGDP、1n K、1n L、1n IC四個變量存在著一階單整，所以判斷它們之間可能存在著協(xié)整關系，即長期穩(wěn)定關系。本文首先通過向量自回歸（VAR）來確定最佳的滯后階數(shù)，如表2所示。根據(jù)表2提供的各滯后階數(shù)下五個指標的估計值及檢驗結果，初步確定VAR模型最佳滯后階數(shù)為2階。

表2 VAR模型滯后階數(shù)選擇標準

表3 協(xié)整檢驗結果

基于VAR(2)模型，應用Johansen協(xié)整檢驗判斷1nCDP、1nK、1nL、1nIC的協(xié)整關系時，確定滯后期為1。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定最佳的協(xié)整檢驗模型，Johansen協(xié)整檢驗結果如表3所示。

根據(jù)特征根檢驗和極大特征值檢驗統(tǒng)計的結果：在0.05的顯著水平下不接受沒有協(xié)整向量的原假設。這表明1978-2014年我國經濟增長與居民信息消費、資本存量、勞動投入量之間存在著長期均衡關系，協(xié)整關系為：

1Ncdp=0.1871Nic+0.2041nK+0.7811nL

（三）格蘭杰因果關系檢驗

通過協(xié)整檢驗的結果說明我國經濟增長與居民的信息消費之間具有長期均衡關系，但是這種關系需要進一步采用格蘭杰因果關系檢驗，結果如表4所示。可以看出，居民信息消費可以促進經濟增長，而經濟增長又會反作用于信息消費。

表4 格蘭杰因果分析檢驗結果

（四）差分分解分析

為了檢驗格蘭杰因果檢驗結果的準確性，采用差分分解法進一步的驗證。驗證結果如圖1和圖2所示。

圖1 各變量變化量對GDP變化的貢獻程度

圖2 各變量變化量對信息消費變化的貢獻程度

圖1表明，信息消費的變化對經濟增長的貢獻度總體上低于20%；資本存量的變化對經濟增長的貢獻率卻微乎其微；勞動投入量的變化對經濟增長的貢獻相對比較大，維持在20%左右。圖2表明，經濟增長信息消費變化的貢獻率逐步上升，達到71%的峰值，此后開始下降；資本存量和勞動投入量對信息消費變化的貢獻率從期初一直在增加，但資本存量的貢獻率明顯比勞動投入量的貢獻率大。綜合圖1和圖2分析，表明我國居民信息消費對經濟增長的推動作用遠小于經濟增長對信息消費的拉動作用，我國經濟增長更多地依賴勞動投入量，我國經濟仍屬于粗放型經濟。

四、結論

本文在采用多變量的分析框架下，利用我國1978～2014年35年時間序列數(shù)據(jù)，通過Johansen協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗分析和方差分解分析，對我國經濟增長與居民信息消費之間的關系進行了分析研究，得出如下結論：1.我國經濟增長與勞動投入量、資本存量、居民信息消費量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，居民的信息消費對我國經濟增長的推動作用小于勞動投入量和資本存量的推動作用。2.我國經濟增長與居民信息消費之間互為格蘭杰因果關系。說明在經濟增長和居民信息消費之間，二者可相互促進，因此在制定促進經濟增長的政策方面應考慮到居民信息消費的作用。3.信息消費對經濟的增長的貢獻小于經濟增長對信息消費增長的貢獻，我國經濟增長仍處于粗放型階段，但以信息消費拉動經濟增長仍具有一定的作用。

[1]丁志帆.城鎮(zhèn)居民信息消費的差異化福利效應研究[J].財經科學，2014，(02)：51-61.

[2]沈小玲，鄭亞琴.我國城鎮(zhèn)居民信息消費結果分析[J].北方經貿2013，(11)：41-43.[3]葉元齡，賴茂生.我國農村居民信息消費需求的區(qū)域比較[J].情報雜志，2012，(05)：144-150.

[4]馬哲明，李永和.我國農村居民信息消費與其收入關系研究[J].情報雜志，2011，(11)：1701-1704.

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模Eviews應用及實例[M].北京:清華大學出版社，2006. [6]朱紅.信息消費理論、方法與水平測度[M].北京：社會科學文獻出版社，2005.

胡艷秋，女，吉林長春人，江蘇聯(lián)合職業(yè)技術學院無錫機電分院教師，哈爾濱工業(yè)大學技術經濟及管理碩士研究生，研究方向：信息消費、區(qū)域經濟。

F063.2

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1008-4428（2016）11-29-03