內部需求和外部需求互動關系研究

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為了消除價格因素的影響，本文用不同的價格指數將名義值折算為實際值（以1978年為基期）。實際城鎮(zhèn)居民最終消費通過城鎮(zhèn)居民最終消費除以城鎮(zhèn)居民消費價格指數得到，實際農村居民最終消費則由農村居民消費價格指數對農村居民最終消費進行折算得到，由于1985年之前的農村居民消費價格指數統計年鑒中沒有計算，因此本文采用OLS辦法進行估算，具體方法如下：第一步根據OLS方法分別估計1986年~2011年之間，我國全國消費物價指數中城鎮(zhèn)消費物價指數所占的比重和農村消費物價指數所占的比重，第二步再估算1978年~1985年的農村居民消費物價指數，第三步再分別用1978年的數據折算出其實際值。實際政府最終消費的計算則通過政府消費除以全國消費物價指數得到。投資則通過投資除以工業(yè)品出廠價格指數得到。實際凈出口，實際出口和實際進口通過消費物價指數分別對凈出口，出口，進口進行平減。

本文中的實際國民生產總值即實際GDP=政府實際消費+農村居民實際消費+城鎮(zhèn)居民實際消費+實際投資+實際凈出口，這是因為消費物價指數要高于生產品出廠價格指數，因此用前者對GDP折算要比后者得到的實際GDP略低。為了分析1978年~2011年以來不同時期需求因素對我國經濟增長的影響，本文將此期間段劃分為三個階段，即1980年代（1978年~1989年），1990年代（1990年~1999年），以及2000年代以來（2000年~2011年），并以此階段劃分來研究不同時期需求因素對我國經濟增長的影響。表1表示按以上三個時間段劃分的我國的消費，投資，進出口、實際GDP的平均增長率及它們對于實際GDP增長的貢獻率。在整個1978年~2011年，實際GDP平均增長率達到76.06%。其中在1978年~1989年GDP實際年均增長率為12.67%，在1990年~1999年增加到13.72%，大約增長了1.1個百分點，這一比例繼續(xù)保持著上升的趨勢，到2000年~2011年這個階段，這一比例則迅速達到30.79%，相比較20世紀90年代增長了將近17個百分點。表1顯示，1978年~2011年間，我國總消費增長對GDP增長率的貢獻率為43.58%，而投資增長對GDP增長率的貢獻率為53.16%?？傁M增長和總投資的貢獻率在2000年是一個分界點，在2000年以前，前者高于后者，2000年以后，后者高于前者，并且從2000年~2011年數據來看，投資增長的貢獻率高出總消費增長貢獻率約20個百分點。

出口方面，1978年~2011年平均實際出口增長率則不穩(wěn)定，20世紀80年代為41.46%，比這一時期平均實際進口增長率略低，而到90年代，這一數據大幅下降，下降為19%，但是略高于平均實際進口增長率，到2000年代，這一數據又增加到25.83%，且繼續(xù)保持高于進口增長率的趨勢。因為不同時期的進出口增長率不同，因此各個時期凈出口增長率也不同，從而不同時期的凈出口增長對GDP增長的貢獻率也就不同。1980年代出口增長對GDP增長的貢獻率為16.19%，到2000年代增長為18.17%，說明在我國經濟增長中外需的作用越來越明顯。而凈出口對實際GDP增長貢獻率則一直呈現著上升的趨勢，1980年代這一數據為負數，為-2.04%，而到1990年代增加為3.37%，增長了約5.3個百分點。在2000年以后，雖然進口和出口增長的比率都保持著上升的趨勢，但是出口增長比進口增長更快，因此凈出口增長對經濟增長的貢獻依然不斷上升，到2000年代這一比例又增加為3.47%。而在整個1978年~2011年間，凈出口對GDP貢獻率為3.26%。

由以上分析可知，我國經濟增長最主要的動力在于內部需求即消費和投資方面，它們對GDP增長貢獻率達到95%以上，而外部需求即凈出口對GDP增長貢獻率較低，但是對我國經濟增長的作用越來越明顯。因此說我國的經濟增長屬于內需拉動型的經濟增長。

內部需求和外部需求互動關系的實證檢驗

通過以上分析，各需求成分對經濟增長的貢獻存在著差異。接下來在本部分選用1978年~2011年我國各省、市消費、投資和凈出口的面板數據來實證檢驗內部需求和外部需求之間的關系。

1.計量方法。

本文分三步對中國的內部需求和外部需求之間的互動關系進行實證檢驗，首先采用面板數據單位根檢驗方法對內部需求和外部需求的數據進行單位根檢驗，然后運用Engle和Granger（1987）提出的兩部回歸檢驗方法對內部需求和外部需求之間的長期關系進行因果性檢驗，如果經檢驗發(fā)現內部需求和外部需求的數據是同階單整的，則對兩者之間的關系進行面板數據回歸方程估計，由此得到殘差序列Eit，再對殘差序列進行IPS單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則內部需求和外部需求之間的長期互動關系成立。在得出它們之間存在因果關系后，則進一步建立面板數據誤差修正模型，并在此模型基礎上進行短期因果性檢驗。由于協整分析只是反映內部需求和外部需求之間長期的靜態(tài)關系，為了得到兩者之間短期變化的動態(tài)關系，有必要建立短期的面板數據誤差修正模型，以此對內部需求和外部需求之間的互動關系進行更為詳盡的分析。而且采用短期誤差修正分析，有利于識別在長期趨勢中所不能體現的變量特征。建立的短期誤差修正模型中的ECMit表示長期關系的均衡殘差序列，若ECMit的系數為零假設被拒絕，說明誤差修正機制產生，內部需求和外部需求之間的長期互動均衡關系是成立的，若系數為零不能拒絕，則它們之間具有不可靠的長期均衡關系。而模型中的變量系數假設為零若被拒絕，說明短期的互動關系成立，若系數為零不能拒絕，則短期的互動關系不成立。

2.實證結果及分析。

（1）指標選擇和數據來源。本文選用的模型為修改后的凱恩斯主義投資函數模型，將凈出口作為被解釋變量引入模型，消費和投資作為解釋變量，并用此模型來分析內需、外需兩者的關系，并對模型中的變量分別取對數來消除異方差的影響，得到方程如下：ln（NXit）=δ+αlnC1it+βlnC4it+γlnIit+vit（3）NXit為各省的凈出口數據，C1it為居民消費，C4it為政府消費，Iit為投資數據。由于我國1978年以前及以后的一段時間內部分數據的缺失，部分數據無法獲取，若采用時間序列數據來分析，樣本數據只能從1978年以后選取，這樣則數據區(qū)間太短，而且我國地區(qū)間差距較大，若采用全國性的綜合數據，則會反應不出地區(qū)間的差異，因此本文為了避免上述影響，采取了結合時間序列與橫截面樣本的面板數據。本文選用的數據范圍為1978年~2011年我國30個省、市、自治區(qū)，所有數據均來自《中國統計年鑒》或經計算得出，回歸結果由Eviews6.0得出。

（2）面板數據單位根檢驗。若回歸分析中的系列存在非平穩(wěn)性則會導致偽回歸，因此首先對數據序列進行平穩(wěn)性檢驗。（3）式的變量數據可能存在非平穩(wěn)性，我們表2IPS單位根檢驗結果檢驗變量水平值一階差分值檢驗統計量Prob.檢驗統計量Prob.LNC16.278091.0000-16.1051**0.0000LNC2-1.369030.0855-12.1919**0.0000LNC34.519631.0000-12.6210**0.0000LNC46.100681.0000-31.2660**0.0000LNI9.655281.0000-16.8096**0.0000LNNX-0.349850.3632-20.4096**0.0000首先檢驗式（3）中各經濟變量的時間序列數據的平穩(wěn)性，然后由此選擇（3）式的測算方法。對面板數據進行單位根檢驗一般采用LLC（Levin，Lin，Chu）和IPS（Im，Pe-saran&shin，2003）這兩種最常用的方法進行檢驗，HarrisandTzavalis（1999）的研究發(fā)現在樣本數據所用年份不多或者較小時，LLC法的檢驗能力較差，在以往很多的單位根檢驗中，往往舍去LLC法檢驗結果。這里，本文只選取IPS單位根檢驗結果。由表2可知，所有變量的水平序列在5%的顯著性水平下都接受了原假設，說明水平序列不平穩(wěn)，而它們的一階差分在5%的顯著性水平下均拒絕了原假設，說明它們都是平穩(wěn)的，即都是I（1）階單整，因此可以對它們進行協整檢驗。

（3）面板數據協整分析及長期因果關系檢驗。為了檢驗內部需求和外部需求之間長期的互動關系，在此采用兩步檢驗法，如果得到內部需求和外部需求的數據是同階單整的，則對（3）式采用面板數據回歸方法，然后對回歸模型所產生的殘差序列Eit進行IPS平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則內部需求和外部需求之間的長期因果關系成立，若殘差序列非平穩(wěn)，則長期因果關系不成立。根據表3，可以看出內部需求增長是外部需求增長的長期原因，采用同樣的方法檢驗外部需求是否是內部需求變化的長期的原因，根據對回歸模型中所產生的殘差序列Eit進行平穩(wěn)性檢驗，得出殘差序列也是平穩(wěn)的，說明外部需求變化也是內部需求變化的長期原因，說明在長期中內部需求和外部需求之間存在著顯著的因果關系。面板數據分析中對于選擇固定效應模型還是隨機效應模型，一般來說如果截面單位包含了總體所有單位時，則選擇固定效應模型；如果截面單位是隨機的，則應選擇隨機效應模型。我們對內需與外需之間影響關系進行估計時，按照目前通用的做法，同時采取固定效應和隨機效應變截距模型，以比較兩種檢驗結果的不同。

（4）面板數據誤差修正模型及短期因果關系檢驗。根據對內部需求和外部需求之間互動關系的協整檢驗，我們可以發(fā)現在長期中它們之間存在著互相促進的因果關系，然而長期分析是靜態(tài)的，缺乏動態(tài)的變化，不能體現在短期中變量的顯著特征，因此我們構建短期誤差修正模型，試圖分析內部需求和外部需求之間互動關系的短期動態(tài)變化。表4的結果表明，長期均衡殘差序列的回歸系數顯著為正，拒絕了零假設，因此兩變量間的長期均衡關系成立，同時內部需求各變量的回歸系數顯著，絕了零假設，因此在短期中內部需求和外部需求之間的互動關系成立。表4的回歸系數表明，政府消費和投資需求對經濟增長的影響較大，兩個變量的系數分別為0.734436和0.489441。這說明，如果擴大內需的目的或者結果是造成了政府消費和投資的增加，那么也會直接造成凈出口即外部需求的增加，內需和外需共同促進了經濟增長，形成大國雙驅動模式。從表4中可以看出，內部需求因素中的居民消費對凈出口的影響并不明顯，居民消費每提高1個百分點，只能拉動凈出口需求增加0.34個百分點，而擴大內需的主要目的是提高居民消費，所以我們有理由把居民消費（C1）拆分為農村居民消費（C2）和城鎮(zhèn)居民消費（C3），進行進一步的回歸。由于各省份的農村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費數據從1990年才開始納入統計，所以拆分后的回歸采用1990年~2011年各省份的面板數據，回歸結果如表5。表5的回歸系數表明，農村居民消費對凈出口需求具有顯著的負面影響，農村居民消費每增加1個百分點，會導致凈出口需求減少1.28個百分點；而城市居民消費對凈出口需求具有顯著的正面影響，城鎮(zhèn)居民消費每增加1個百分點，會拉動凈出口需求增加0.73個百分點。這就說明，如果擴大內需的結果只造成城鎮(zhèn)居民消費的增加，那么就會像增加政府消費和投資一樣，直接促進外部需求的增加，形成內需外需共同促進經濟增長的雙引擎形式；而如果擴大內需的結果只造成農村居民消費的增加，則會壓縮外部需求，所以內部需求中的居民消費因素對外部需求的影響關系并不確定。

主要結論

1.經濟增長中內需和外需的作用方面。根據本文中對內部需求和外部需求中各因素增長率和其對中國經濟增長貢獻率的測算，我們可以發(fā)現，從總體上來說，城鎮(zhèn)居民消費的趨勢與整個中國經濟增長的趨勢更為符合，在1990年以前，城鎮(zhèn)居民消費對經濟增長有著主導性的推動作用，然而20世紀90年代以后，這種主導性作用被政府最終消費和社會固定資產投資所取代。城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費在整個中國經濟增長的過程中所發(fā)揮的作用是逐步減弱的，這也是擴大內需政策亟待解決的問題。隨著時間的推移，外部需求對于國民經濟的發(fā)展越發(fā)重要，對于中國改革開放三十年來的經濟發(fā)展過程，我們可以認為在20世紀90年代以前國內需求對經濟增長的作用大于外部需求，而從90年代后期開始外部需求逐漸發(fā)揮了越來越重要的作用。

2.內需和外需的關系方面。由以上分析可知，內需和外需之間的關系并不是此消彼長的，而是相互依存的。擴大內需導致政府消費增加、城鎮(zhèn)居民消費增加或投資增加的同時也會帶來凈出口的增加，因此內需和外需相互影響，相互依賴。在處理內部需求和外部需求之間的關系時，我們應該明確和遵循幾個原則：第一，由于中國是個發(fā)展中大國，擁有巨大的內部需求市場，因此擴大內需政策是推動經濟長期穩(wěn)定發(fā)展的必要條件。擴大內需著重要擴大內部需求因素中的消費需求和民間投資需求；第二，看到中國外部需求增長所遇到的問題，但同時也要肯定外部需求增長對中國經濟增長所作出的不可替代的貢獻，對待外需不可因噎廢食，要注意優(yōu)化對外經濟部門的資源配置和產業(yè)結構升級；第三要協調統籌內部需求和外部需求兩個市場，真正做到內外需均衡發(fā)展，形成對中國經濟增長的雙驅動大國模式。（本文作者：李杏、劉博 單位：香港中文大學、中國人民大學）