內(nèi)部需求和外部需求互動關(guān)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(shù)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(shù)得到，實際農(nóng)村居民最終消費則由農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對農(nóng)村居民最終消費進(jìn)行折算得到，由于1985年之前的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)統(tǒng)計年鑒中沒有計算，因此本文采用OLS辦法進(jìn)行估算，具體方法如下：第一步根據(jù)OLS方法分別估計1986年~2011年之間，我國全國消費物價指數(shù)中城鎮(zhèn)消費物價指數(shù)所占的比重和農(nóng)村消費物價指數(shù)所占的比重，第二步再估算1978年~1985年的農(nóng)村居民消費物價指數(shù)，第三步再分別用1978年的數(shù)據(jù)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(shù)得到。投資則通過投資除以工業(yè)品出廠價格指數(shù)得到。實際凈出口，實際出口和實際進(jìn)口通過消費物價指數(shù)分別對凈出口，出口，進(jìn)口進(jìn)行平減。

本文中的實際國民生產(chǎn)總值即實際GDP=政府實際消費+農(nóng)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(shù)要高于生產(chǎn)品出廠價格指數(shù)，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(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)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(jìn)出口、實際GDP的平均增長率及它們對于實際GDP增長的貢獻(xiàn)率。在整個1978年~2011年，實際GDP平均增長率達(dá)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(dá)到30.79%，相比較20世紀(jì)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(xiàn)率為43.58%，而投資增長對GDP增長率的貢獻(xiàn)率為53.16%。總消費增長和總投資的貢獻(xiàn)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(shù)據(jù)來看，投資增長的貢獻(xiàn)率高出總消費增長貢獻(xiàn)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(jì)80年代為41.46%，比這一時期平均實際進(jìn)口增長率略低，而到90年代，這一數(shù)據(jù)大幅下降，下降為19%，但是略高于平均實際進(jìn)口增長率，到2000年代，這一數(shù)據(jù)又增加到25.83%，且繼續(xù)保持高于進(jìn)口增長率的趨勢。因為不同時期的進(jìn)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(xiàn)率也就不同。1980年代出口增長對GDP增長的貢獻(xiàn)率為16.19%，到2000年代增長為18.17%，說明在我國經(jīng)濟(jì)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(xiàn)率則一直呈現(xiàn)著上升的趨勢，1980年代這一數(shù)據(jù)為負(fù)數(shù)，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(jìn)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(jìn)口增長更快，因此凈出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)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(xiàn)率為3.26%。

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

內(nèi)部需求和外部需求互動關(guān)系的實證檢驗

通過以上分析，各需求成分對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)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(shù)據(jù)來實證檢驗內(nèi)部需求和外部需求之間的關(guān)系。

1.計量方法。

本文分三步對中國的內(nèi)部需求和外部需求之間的互動關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，首先采用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法對內(nèi)部需求和外部需求的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，然后運(yùn)用Engle和Granger（1987）提出的兩部回歸檢驗方法對內(nèi)部需求和外部需求之間的長期關(guān)系進(jìn)行因果性檢驗，如果經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)內(nèi)部需求和外部需求的數(shù)據(jù)是同階單整的，則對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸方程估計，由此得到殘差序列Eit，再對殘差序列進(jìn)行IPS單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則內(nèi)部需求和外部需求之間的長期互動關(guān)系成立。在得出它們之間存在因果關(guān)系后，則進(jìn)一步建立面板數(shù)據(jù)誤差修正模型，并在此模型基礎(chǔ)上進(jìn)行短期因果性檢驗。由于協(xié)整分析只是反映內(nèi)部需求和外部需求之間長期的靜態(tài)關(guān)系，為了得到兩者之間短期變化的動態(tài)關(guān)系，有必要建立短期的面板數(shù)據(jù)誤差修正模型，以此對內(nèi)部需求和外部需求之間的互動關(guān)系進(jìn)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(xiàn)的變量特征。建立的短期誤差修正模型中的ECMit表示長期關(guān)系的均衡殘差序列，若ECMit的系數(shù)為零假設(shè)被拒絕，說明誤差修正機(jī)制產(chǎn)生，內(nèi)部需求和外部需求之間的長期互動均衡關(guān)系是成立的，若系數(shù)為零不能拒絕，則它們之間具有不可靠的長期均衡關(guān)系。而模型中的變量系數(shù)假設(shè)為零若被拒絕，說明短期的互動關(guān)系成立，若系數(shù)為零不能拒絕，則短期的互動關(guān)系不成立。

2.實證結(jié)果及分析。

（1）指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來源。本文選用的模型為修改后的凱恩斯主義投資函數(shù)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(nèi)需、外需兩者的關(guān)系，并對模型中的變量分別取對數(shù)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(shù)據(jù)，C1it為居民消費，C4it為政府消費，Iit為投資數(shù)據(jù)。由于我國1978年以前及以后的一段時間內(nèi)部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失，部分?jǐn)?shù)據(jù)無法獲取，若采用時間序列數(shù)據(jù)來分析，樣本數(shù)據(jù)只能從1978年以后選取，這樣則數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)，則會反應(yīng)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(jié)合時間序列與橫截面樣本的面板數(shù)據(jù)。本文選用的數(shù)據(jù)范圍為1978年~2011年我國30個省、市、自治區(qū)，所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》或經(jīng)計算得出，回歸結(jié)果由Eviews6.0得出。

（2）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。若回歸分析中的系列存在非平穩(wěn)性則會導(dǎo)致偽回歸，因此首先對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。（3）式的變量數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，我們表2IPS單位根檢驗結(jié)果檢驗變量水平值一階差分值檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)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(jīng)濟(jì)變量的時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后由此選擇（3）式的測算方法。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)行檢驗，HarrisandTzavalis（1999）的研究發(fā)現(xiàn)在樣本數(shù)據(jù)所用年份不多或者較小時，LLC法的檢驗?zāi)芰^差，在以往很多的單位根檢驗中，往往舍去LLC法檢驗結(jié)果。這里，本文只選取IPS單位根檢驗結(jié)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(shè)，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(shè)，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(jìn)行協(xié)整檢驗。

（3）面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長期因果關(guān)系檢驗。為了檢驗內(nèi)部需求和外部需求之間長期的互動關(guān)系，在此采用兩步檢驗法，如果得到內(nèi)部需求和外部需求的數(shù)據(jù)是同階單整的，則對（3）式采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，然后對回歸模型所產(chǎn)生的殘差序列Eit進(jìn)行IPS平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則內(nèi)部需求和外部需求之間的長期因果關(guān)系成立，若殘差序列非平穩(wěn)，則長期因果關(guān)系不成立。根據(jù)表3，可以看出內(nèi)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(nèi)部需求變化的長期的原因，根據(jù)對回歸模型中所產(chǎn)生的殘差序列Eit進(jìn)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(nèi)部需求變化的長期原因，說明在長期中內(nèi)部需求和外部需求之間存在著顯著的因果關(guān)系。面板數(shù)據(jù)分析中對于選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)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(yīng)模型；如果截面單位是隨機(jī)的，則應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。我們對內(nèi)需與外需之間影響關(guān)系進(jìn)行估計時，按照目前通用的做法，同時采取固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)變截距模型，以比較兩種檢驗結(jié)果的不同。

（4）面板數(shù)據(jù)誤差修正模型及短期因果關(guān)系檢驗。根據(jù)對內(nèi)部需求和外部需求之間互動關(guān)系的協(xié)整檢驗，我們可以發(fā)現(xiàn)在長期中它們之間存在著互相促進(jìn)的因果關(guān)系，然而長期分析是靜態(tài)的，缺乏動態(tài)的變化，不能體現(xiàn)在短期中變量的顯著特征，因此我們構(gòu)建短期誤差修正模型，試圖分析內(nèi)部需求和外部需求之間互動關(guān)系的短期動態(tài)變化。表4的結(jié)果表明，長期均衡殘差序列的回歸系數(shù)顯著為正，拒絕了零假設(shè)，因此兩變量間的長期均衡關(guān)系成立，同時內(nèi)部需求各變量的回歸系數(shù)顯著，絕了零假設(shè)，因此在短期中內(nèi)部需求和外部需求之間的互動關(guān)系成立。表4的回歸系數(shù)表明，政府消費和投資需求對經(jīng)濟(jì)增長的影響較大，兩個變量的系數(shù)分別為0.734436和0.489441。這說明，如果擴(kuò)大內(nèi)需的目的或者結(jié)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(nèi)需和外需共同促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，形成大國雙驅(qū)動模式。從表4中可以看出，內(nèi)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(kuò)大內(nèi)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(nóng)村居民消費（C2）和城鎮(zhèn)居民消費（C3），進(jìn)行進(jìn)一步的回歸。由于各省份的農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費數(shù)據(jù)從1990年才開始納入統(tǒng)計，所以拆分后的回歸采用1990年~2011年各省份的面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果如表5。表5的回歸系數(shù)表明，農(nóng)村居民消費對凈出口需求具有顯著的負(fù)面影響，農(nóng)村居民消費每增加1個百分點，會導(dǎo)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(kuò)大內(nèi)需的結(jié)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(jìn)外部需求的增加，形成內(nèi)需外需共同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的雙引擎形式；而如果擴(kuò)大內(nèi)需的結(jié)果只造成農(nóng)村居民消費的增加，則會壓縮外部需求，所以內(nèi)部需求中的居民消費因素對外部需求的影響關(guān)系并不確定。

主要結(jié)論

1.經(jīng)濟(jì)增長中內(nèi)需和外需的作用方面。根據(jù)本文中對內(nèi)部需求和外部需求中各因素增長率和其對中國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的測算，我們可以發(fā)現(xiàn)，從總體上來說，城鎮(zhèn)居民消費的趨勢與整個中國經(jīng)濟(jì)增長的趨勢更為符合，在1990年以前，城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟(jì)增長有著主導(dǎo)性的推動作用，然而20世紀(jì)90年代以后，這種主導(dǎo)性作用被政府最終消費和社會固定資產(chǎn)投資所取代。城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費在整個中國經(jīng)濟(jì)增長的過程中所發(fā)揮的作用是逐步減弱的，這也是擴(kuò)大內(nèi)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(jīng)濟(jì)的發(fā)展越發(fā)重要，對于中國改革開放三十年來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程，我們可以認(rèn)為在20世紀(jì)90年代以前國內(nèi)需求對經(jīng)濟(jì)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(nèi)需和外需的關(guān)系方面。由以上分析可知，內(nèi)需和外需之間的關(guān)系并不是此消彼長的，而是相互依存的。擴(kuò)大內(nèi)需導(dǎo)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(nèi)需和外需相互影響，相互依賴。在處理內(nèi)部需求和外部需求之間的關(guān)系時，我們應(yīng)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(nèi)部需求市場，因此擴(kuò)大內(nèi)需政策是推動經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定發(fā)展的必要條件。擴(kuò)大內(nèi)需著重要擴(kuò)大內(nèi)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(jīng)濟(jì)增長所作出的不可替代的貢獻(xiàn)，對待外需不可因噎廢食，要注意優(yōu)化對外經(jīng)濟(jì)部門的資源配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；第三要協(xié)調(diào)統(tǒng)籌內(nèi)部需求和外部需求兩個市場，真正做到內(nèi)外需均衡發(fā)展，形成對中國經(jīng)濟(jì)增長的雙驅(qū)動大國模式。（本文作者：李杏、劉博 單位：香港中文大學(xué)、中國人民大學(xué)）