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河北省最终消费与经济增长的实证分析 作者：王洲洋|转贴自：本站原创|点击数：246|更新时间：2008-11-27|文章录入：imste2008年第7期 (河北经贸大学数统学院，河北 石家庄 050061)摘 要：文章根据协整理论、误差修正模型和Grange因果检验,利用河北省19522005年的经济统计数据,分析了河北省经济增长与最终消费之间长期稳定的动态均衡关系和短期的波动关系。实证分析的结果表明河北省最终消费与经济增长之间存在着长期的协整关系。 关键词：经济增长；协整检验；误差修正模型；Grange因果检验中图分类号：F014.5F061.2(222) 文献标识码：A 文章编号：10076921(2008)07000702消费作为需求力量,对经济增长起着拉动作用。保持旺盛的消费需求对经济长期稳定增长具有决定性作用。河北省地处我国中原地区，环绕京津两地，其经济发展对全国经济具有举足轻重的作用。经过改革开放20多年的高速发展,河北省经济增长很快，2005年，河北省GDP总量已达到10 096.11 亿元，排在全国前列。近几年，消费需求对经济增长的积极影响越来越大。因此有不少对河北省消费与经济增长的研究文献。但从现有文献来看,以下几个方面存在一些不足：首先，许多现有研究文献只针对居民消费,却没有涵盖政府消费, 而政府消费不仅是构成总消费的一个重要组成部分，而且还能对居民消费起到巨大的示范效应，从而带动居民消费的不断扩张。其次，现有研究文献大多是从消费结构出发,用传统的计量经济方法进行研究，而实际上大多数经济变量序列是非平稳的,因此直接运用传统的计量经济方法来研究缺乏一定的可靠性。因此，我们以最终消费与经济增长为研究对象,用协整理论和误差修正模型以及格兰杰因果检验来弥补传统计量经济方法的不足,对河北省最终消费与经济增长的关系进行实证分析。 1 理论与方法1.1 单整检验检验时间序列的平稳性,则需要检验其是否含有单位根。当时间序列含有单位根时,它就是一个非平稳时间序列。时间序列单位根的检验方法较多,常用的是ADF检验。对时间序列的一阶差分进行如下回归： 其中,t为白噪声,为差分算子,为常数项,t为趋势因素。并做假设检验:H0=0。H10,如果接受H0,意味着序列xt包含单位根,即xt是非平稳的;拒绝H0意味着是xt平稳的。 1.2 协整理论传统的回归方法一般假定所用的时间序列是平稳的,然而经济中许多变量序列是不平稳的。如果序列是不平稳的,在使用计量模型作统计推断时,关于参数的一些统计量的分布不再是标准分布。而对数据进行差分变换后进行回归,又可能丢失信息。而作为动态经济计量学分析方法之一的协整理论,既可有效地处理非平稳的时间序列,又可克服上述方法的不足。经济增长(GDP)与最终消费(C)虽然各自具有各自的长期波动规律,但是它们之间仍然存在一个长期稳定的比例关系。如果GDP与C的关系偏离的幅度很大,现实中的经济力量会将它们拉回均衡状态,用计量经济学的术语来描述,就是协整。协整是指两个或两个以上同阶单整的非平稳时间序列的线性组合式是平稳的时间序列。若时间序列Xt、Yt是协整的,则它们满足下列条件:Xt,Yt是I(1)的,即Xt,Yt是非平稳的,而其一阶差分是平稳的;存在一个非零向量d,使得Xt-d Yt=t是平稳的。此时,也可称Xt-d Yt=t是动态均衡的。协整揭示了变量之间的一种长期稳定的动态均衡机制,是均衡关系在统计上的描述。Engle-Granger检验：为了检验两变量Yt，Xt是否为协整，Engle和Granger于1987年提出两步检验法，也称为EG检验。 第一步，用OLS方法估计下列方程 Yt=Xt+t得到 Yt=Xtet=Yt-Yt 称为协整回归。第二步，检验et的单整性。如果et为稳定序列，则认为变量Yt，Xt为(1，1)阶协整；如果et为1阶单整，则认为变量Yt，Xt为(2，1)阶协整；检验et的单整性的方法为DF检验或是ADF检验。1.3 Grange因果检验Grange因果检验理论的基本思想是：对于变量经x和y，如果x的变化引起了y的变化，x的变化应当发生在y的变化之前。即如果说“x是引起y变化的原因”，则必须满足两个条件：x应该有助于预测y，即在y关于y的过去值的回归中，添加x的过去值作为独立变量应当显著地增加回归的解释能力；y不应当有助于预测x，其原因是如果x有助于预测y，y也有助于预测x，其原因是如果x有助于预测y，y也有助于预测x，则很可能存在一个或几个其他的变量。它们既是引起x的变化的原因，也是引起y变化的原因。首先检验“x不是引起y变化的原因”的原假设，对下列两个回归模型进行估计。然后用各回归的残差平方和计算F统计量，检验系数1,2,m是否同时显著不为零。如果是这样，我们就拒绝“x不是引起y变化的原因”的原假设。其中F统计量的构成为其中，ESSR和ESSUR分别为有限制条件回归和无限制回归的残差平方和，N是观察变量个数，K是无限制条件回归参数个数，q是参数限制个数，该统计量服从F(q，N-K)。显然，如果F统计量大于临界值，就拒绝原假设，得到x是引起y变化的原因；反之，接受原假设。检验“y不是引起x变化的原因”的原假设，做同样的回归估计。2 数据来源与实证分析2.1 数据来源文章收集了19522005年河北省最终消费与GDP的年度数据(以当年价格计算),数据来源是2006年河北省经济统计年鉴和新中国50年数据，在分析之前,我们先用物价指数(1952=100)对GDP和最终消费原始数据调整,以得到真实数据,记为GDP和C。 2.2 数据的协整分析为了研究河北省最终消费与经济增长之间是否存在协整关系,需要检验消费变量时间序列和经济增长变量时间序列的平衡性,看二者是否是同阶单整的。只有二者同阶单整,才会存在协整关系。 2.2.1 最终消费C与GDP的单整分析和检验利用SC和AIC准则对收入和消费进行单整分析:在模型中是否使用T时间趋势，主要依据t统计量的显著性检验情况;滞后阶数则是选择SC和AIC最小的阶数。结果如下：注:检验类型C、T、L分别表示单位根检验方程,包括常数项、时间趋势和滞后阶数,0表示不包括C或T。 从表1可以看出，LNC和LNGDP的ADF统计量的值分别为-2.691和-0.414，都大于各自相应的1%水平下的临界值，不能拒绝存在单位根的零假设。而一阶差分后两个序列的ADF检验值为-5.672和-5.655，在99%的置信水平下，拒绝原假设，序列的一阶差分没有特征根，序列是平稳的。因此这两个序列为I(1)序列，序列存在协整的可能性。2.2.2 最终消费C与GDP协整分析下面检验LNGDP与LNC间的协整关系，研究二者之间是否存在长期均衡关系以及具体的模型形式。以LNC为自变量,LNGDP为因变量进行最小二乘回归，回归结果如下：LNC = 0.60258+0.77396LNG (6.8373) (43.8732)调整后的决定系数R2为0.97319 ,F为1 924.857其中括号中的数值为t统计量的值。对以上模型的残差序列进行平稳性检验(ADF检验)，结果如下：由表2可以看出，在5%的显著性水平下，临界值为-2.610192, ADF统计最小干临界值，因此拒绝检验中的零假设，说明残差序列是平稳的，即是I(0)的。由此可以得出结论，LNC和LNG在99%的置信水平下其残差序列ecm为平稳序列。从而，我们判断最终消费C与GDP是协整的，表明这两个变量之间存在长期的均衡关系。 2.3 误差修正模型由以上模型知，收入的对数和消费的对数都是I(1)的，且其回归残差序列ecm在1%的水平下是平稳的，我们可以建立如下的误差修正模型：DLNC=0.41316DLNC(-1) + 0.89021DLNG - 0.21087DLNG(-1) -0.34617ECM(-1) (3.01400) (9.2111) (-1.16799) (-3.36857)调整后的决定系数R2为0.796748，经检验，模型存在异方差，以上面模型的1/resid2作为权数，重新建立误差修正模型：DLNC=0.39818DLNC(-1) + 0.91874DLNG - 0.18363DLNG(-1) -0.35181ECM(-1) (62.17774) (140.6045) (-15.19678) (-95.35645)调整后的决定系数R2为0.999997,模型得到极大改善，经检验模型不再存在异方差。Ecm(-1)的系数为-0.35181，是负数，符合相反修正机制。 2.4 格兰杰因果检验格兰杰因果性(Granger causality)：Y称为X的“格兰杰原因”，当且仅当如果利用Y的过去值比不用它时能够更好地来预测X,简言之，如果量Y能够有效地帮助预测X，那么就称Y为X的“格兰杰原因”。利用Eviews5.0我们对河北省经济增长与最终消费的LNGDP和LNC数据进行格兰杰因果关系检验，当滞后阶数2为时，结果如下所示:：LNGDP does not Granger Cause LNC的F统计值是15.2889 ,概率值7.7E-06；LNC does not Granger Cause LNGDP的F统计值是8.31094 ,概率值0.00081。由上面结果我们可以知道零假设GDP不是最终消费的“格兰杰原因”发生的概率是7.7E-06，因此可以看出，该零假设应该被拒绝，即GDP对最终消费的影响显著，GDP是最终消费的“格兰杰原因”。而零假设最终消费不是GDP的格兰杰原因发生的概率为0.00081，该零假设应该被拒绝，即最终消费对GDP的影响显著，最终消费是GDP的“格兰杰原因”。 3 结论综上所述，依据协整理论，我们建立了河北省经济增长与最终消费的ECM模型，并进行了格兰杰因果检验，得出如下结论：经济增长和最终消费之间存在着协整关系。虽然在短期内可能会发生偏离，但不会持续很久，经济运行机制将这种偏离状态会重新调回到均衡状态，两经济变量之间存在着动态均衡关系，而且这种均衡关系是长期存在的。从长期均衡来看，在对河北最终消费C与经济增长GDP取对数形式后，表明了城镇居民消费的消费弹性达到了0.77396。这个数值比较大。这表明在我们选择的研究时间区间里河北省GDP增长水平与消费水平几乎是同步提高的。在长期,只有经济的增长才能带动和维持持续的消费增长。误差修正项的系数为负。这个结论与误差修正机制相一致，上一期扩大的消费将在下一期的消费中进行修正。从短期动态变化来看，本期GDP的增长与消费的变动幅度对本期消费支持变动幅度有显著影响。也就是说，当本期GDP提高1%时，本期消费将提高0.918%。由格兰杰因果性检验结论可知，GDP对消费的影响显著，GDP可以影响最终消费，最终消费受GDP的影响；反过来，GDP也受最终消费的影响，消费的增加可以促使GDP的增长。我们必须从进一步提高全省的整体经济水平，切实培育和扩大最终消费需求。只有这样，才能使河北省宏观经济的长期增长有可能进入良性循环的轨道。参考文献1 李子奈，叶阿忠高等计量经济学M北京：清华大学出版社，2000.2 邹平金融计量经济学