內(nèi)部需求和外部需求互動(dòng)關(guān)系研究

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為了消除價(jià)格因素的影響，本文用不同的價(jià)格指數(shù)將名義值折算為實(shí)際值（以1978年為基期）。實(shí)際城鎮(zhèn)居民最終消費(fèi)通過(guò)城鎮(zhèn)居民最終消費(fèi)除以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到，實(shí)際農(nóng)村居民最終消費(fèi)則由農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民最終消費(fèi)進(jìn)行折算得到，由于1985年之前的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有計(jì)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(jì)1986年~2011年之間，我國(guó)全國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)中城鎮(zhèn)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)所占的比重和農(nóng)村消費(fèi)物價(jià)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(fèi)物價(jià)指數(shù)，第三步再分別用1978年的數(shù)據(jù)折算出其實(shí)際值。實(shí)際政府最終消費(fèi)的計(jì)算則通過(guò)政府消費(fèi)除以全國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)得到。投資則通過(guò)投資除以工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)得到。實(shí)際凈出口，實(shí)際出口和實(shí)際進(jìn)口通過(guò)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)分別對(duì)凈出口，出口，進(jìn)口進(jìn)行平減。

本文中的實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值即實(shí)際GDP=政府實(shí)際消費(fèi)+農(nóng)村居民實(shí)際消費(fèi)+城鎮(zhèn)居民實(shí)際消費(fèi)+實(shí)際投資+實(shí)際凈出口，這是因?yàn)橄M(fèi)物價(jià)指數(shù)要高于生產(chǎn)品出廠價(jià)格指數(shù)，因此用前者對(duì)GDP折算要比后者得到的實(shí)際GDP略低。為了分析1978年~2011年以來(lái)不同時(shí)期需求因素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文將此期間段劃分為三個(gè)階段，即1980年代（1978年~1989年），1990年代（1990年~1999年），以及2000年代以來(lái)（2000年~2011年），并以此階段劃分來(lái)研究不同時(shí)期需求因素對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。表1表示按以上三個(gè)時(shí)間段劃分的我國(guó)的消費(fèi)，投資，進(jìn)出口、實(shí)際GDP的平均增長(zhǎng)率及它們對(duì)于實(shí)際GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。在整個(gè)1978年~2011年，實(shí)際GDP平均增長(zhǎng)率達(dá)到76.06%。其中在1978年~1989年GDP實(shí)際年均增長(zhǎng)率為12.67%，在1990年~1999年增加到13.72%，大約增長(zhǎng)了1.1個(gè)百分點(diǎn)，這一比例繼續(xù)保持著上升的趨勢(shì)，到2000年~2011年這個(gè)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(zhǎng)了將近17個(gè)百分點(diǎn)。表1顯示，1978年~2011年間，我國(guó)總消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率為43.58%，而投資增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率為53.16%?？傁M(fèi)增長(zhǎng)和總投資的貢獻(xiàn)率在2000年是一個(gè)分界點(diǎn)，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(lái)看，投資增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高出總消費(fèi)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率約20個(gè)百分點(diǎn)。

出口方面，1978年~2011年平均實(shí)際出口增長(zhǎng)率則不穩(wěn)定，20世紀(jì)80年代為41.46%，比這一時(shí)期平均實(shí)際進(jìn)口增長(zhǎng)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(shí)際進(jìn)口增長(zhǎng)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(zhǎng)率的趨勢(shì)。因?yàn)椴煌瑫r(shí)期的進(jìn)出口增長(zhǎng)率不同，因此各個(gè)時(shí)期凈出口增長(zhǎng)率也不同，從而不同時(shí)期的凈出口增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率也就不同。1980年代出口增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為16.19%，到2000年代增長(zhǎng)為18.17%，說(shuō)明在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中外需的作用越來(lái)越明顯。而凈出口對(duì)實(shí)際GDP增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率則一直呈現(xiàn)著上升的趨勢(shì)，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(zhǎng)了約5.3個(gè)百分點(diǎn)。在2000年以后，雖然進(jìn)口和出口增長(zhǎng)的比率都保持著上升的趨勢(shì)，但是出口增長(zhǎng)比進(jìn)口增長(zhǎng)更快，因此凈出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(gè)1978年~2011年間，凈出口對(duì)GDP貢獻(xiàn)率為3.26%。

由以上分析可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最主要的動(dòng)力在于內(nèi)部需求即消費(fèi)和投資方面，它們對(duì)GDP增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率達(dá)到95%以上，而外部需求即凈出口對(duì)GDP增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率較低，但是對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用越來(lái)越明顯。因此說(shuō)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)屬于內(nèi)需拉動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

內(nèi)部需求和外部需求互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

通過(guò)以上分析，各需求成分對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)存在著差異。接下來(lái)在本部分選用1978年~2011年我國(guó)各省、市消費(fèi)、投資和凈出口的面板數(shù)據(jù)來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)部需求和外部需求之間的關(guān)系。

1.計(jì)量方法。

本文分三步對(duì)中國(guó)的內(nèi)部需求和外部需求之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，首先采用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法對(duì)內(nèi)部需求和外部需求的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后運(yùn)用Engle和Granger（1987）提出的兩部回歸檢驗(yàn)方法對(duì)內(nèi)部需求和外部需求之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行因果性檢驗(yàn)，如果經(jīng)檢驗(yàn)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(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸方程估計(jì)，由此得到殘差序列Eit，再對(duì)殘差序列進(jìn)行IPS單位根檢驗(yàn)，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(zhǎng)期互動(dòng)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(yàn)。由于協(xié)整分析只是反映內(nèi)部需求和外部需求之間長(zhǎng)期的靜態(tài)關(guān)系，為了得到兩者之間短期變化的動(dòng)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(duì)內(nèi)部需求和外部需求之間的互動(dòng)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(shí)別在長(zhǎng)期趨勢(shì)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(zhǎng)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(shuō)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(zhǎng)期互動(dòng)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(zhǎng)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(shuō)明短期的互動(dòng)關(guān)系成立，若系數(shù)為零不能拒絕，則短期的互動(dòng)關(guān)系不成立。

2.實(shí)證結(jié)果及分析。

（1）指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來(lái)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(fèi)和投資作為解釋變量，并用此模型來(lái)分析內(nèi)需、外需兩者的關(guān)系，并對(duì)模型中的變量分別取對(duì)數(shù)來(lái)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(fèi)，C4it為政府消費(fèi)，Iit為投資數(shù)據(jù)。由于我國(guó)1978年以前及以后的一段時(shí)間內(nèi)部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失，部分?jǐn)?shù)據(jù)無(wú)法獲取，若采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)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(guó)地區(qū)間差距較大，若采用全國(guó)性的綜合數(shù)據(jù)，則會(huì)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(shí)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(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》或經(jīng)計(jì)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(yàn)。若回歸分析中的系列存在非平穩(wěn)性則會(huì)導(dǎo)致偽回歸，因此首先對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。（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(yàn)結(jié)果檢驗(yàn)變量水平值一階差分值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Prob.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)式（3）中各經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后由此選擇（3）式的測(cè)算方法。對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)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(yàn)，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(shí)，LLC法的檢驗(yàn)?zāi)芰^差，在以往很多的單位根檢驗(yàn)中，往往舍去LLC法檢驗(yàn)結(jié)果。這里，本文只選取IPS單位根檢驗(yàn)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(shuō)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(shuō)明它們都是平穩(wěn)的，即都是I（1）階單整，因此可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（3）面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)內(nèi)部需求和外部需求之間長(zhǎng)期的互動(dòng)關(guān)系，在此采用兩步檢驗(yàn)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(duì)（3）式采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，然后對(duì)回歸模型所產(chǎn)生的殘差序列Eit進(jìn)行IPS平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(zhǎng)期因果關(guān)系成立，若殘差序列非平穩(wěn)，則長(zhǎng)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(zhǎng)是外部需求增長(zhǎng)的長(zhǎng)期原因，采用同樣的方法檢驗(yàn)外部需求是否是內(nèi)部需求變化的長(zhǎng)期的原因，根據(jù)對(duì)回歸模型中所產(chǎn)生的殘差序列Eit進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得出殘差序列也是平穩(wěn)的，說(shuō)明外部需求變化也是內(nèi)部需求變化的長(zhǎng)期原因，說(shuō)明在長(zhǎng)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(duì)于選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，一般來(lái)說(shuō)如果截面單位包含了總體所有單位時(shí)，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(duì)內(nèi)需與外需之間影響關(guān)系進(jìn)行估計(jì)時(shí)，按照目前通用的做法，同時(shí)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(yàn)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(yàn)。根據(jù)對(duì)內(nèi)部需求和外部需求之間互動(dòng)關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期中它們之間存在著互相促進(jìn)的因果關(guān)系，然而長(zhǎng)期分析是靜態(tài)的，缺乏動(dòng)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(dòng)關(guān)系的短期動(dòng)態(tài)變化。表4的結(jié)果表明，長(zhǎng)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(zhǎng)期均衡關(guān)系成立，同時(shí)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(dòng)關(guān)系成立。表4的回歸系數(shù)表明，政府消費(fèi)和投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較大，兩個(gè)變量的系數(shù)分別為0.734436和0.489441。這說(shuō)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(fèi)和投資的增加，那么也會(huì)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(zhǎng)，形成大國(guó)雙驅(qū)動(dòng)模式。從表4中可以看出，內(nèi)部需求因素中的居民消費(fèi)對(duì)凈出口的影響并不明顯，居民消費(fèi)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，只能拉動(dòng)凈出口需求增加0.34個(gè)百分點(diǎn)，而擴(kuò)大內(nèi)需的主要目的是提高居民消費(fèi)，所以我們有理由把居民消費(fèi)（C1）拆分為農(nóng)村居民消費(fèi)（C2）和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)（C3），進(jìn)行進(jìn)一步的回歸。由于各省份的農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)從1990年才開(kāi)始納入統(tǒng)計(jì)，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(fèi)對(duì)凈出口需求具有顯著的負(fù)面影響，農(nóng)村居民消費(fèi)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致凈出口需求減少1.28個(gè)百分點(diǎn)；而城市居民消費(fèi)對(duì)凈出口需求具有顯著的正面影響，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)拉動(dòng)凈出口需求增加0.73個(gè)百分點(diǎn)。這就說(shuō)明，如果擴(kuò)大內(nèi)需的結(jié)果只造成城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的增加，那么就會(huì)像增加政府消費(fèi)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(zhǎng)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(fèi)的增加，則會(huì)壓縮外部需求，所以?xún)?nèi)部需求中的居民消費(fèi)因素對(duì)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(zhǎng)中內(nèi)需和外需的作用方面。根據(jù)本文中對(duì)內(nèi)部需求和外部需求中各因素增長(zhǎng)率和其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的測(cè)算，我們可以發(fā)現(xiàn)，從總體上來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的趨勢(shì)與整個(gè)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨勢(shì)更為符合，在1990年以前，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著主導(dǎo)性的推動(dòng)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(fèi)和社會(huì)固定資產(chǎn)投資所取代。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)在整個(gè)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)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(wèn)題。隨著時(shí)間的推移，外部需求對(duì)于國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展越發(fā)重要，對(duì)于中國(guó)改革開(kāi)放三十年來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程，我們可以認(rèn)為在20世紀(jì)90年代以前國(guó)內(nèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用大于外部需求，而從90年代后期開(kāi)始外部需求逐漸發(fā)揮了越來(lái)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(zhǎng)的，而是相互依存的。擴(kuò)大內(nèi)需導(dǎo)致政府消費(fèi)增加、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加或投資增加的同時(shí)也會(huì)帶來(lái)凈出口的增加，因此內(nèi)需和外需相互影響，相互依賴(lài)。在處理內(nèi)部需求和外部需求之間的關(guān)系時(shí)，我們應(yīng)該明確和遵循幾個(gè)原則：第一，由于中國(guó)是個(gè)發(fā)展中大國(guó)，擁有巨大的內(nèi)部需求市場(chǎng)，因此擴(kuò)大內(nèi)需政策是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)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(fèi)需求和民間投資需求；第二，看到中國(guó)外部需求增長(zhǎng)所遇到的問(wèn)題，但同時(shí)也要肯定外部需求增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所作出的不可替代的貢獻(xiàn)，對(duì)待外需不可因噎廢食，要注意優(yōu)化對(duì)外經(jīng)濟(jì)部門(mén)的資源配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；第三要協(xié)調(diào)統(tǒng)籌內(nèi)部需求和外部需求兩個(gè)市場(chǎng)，真正做到內(nèi)外需均衡發(fā)展，形成對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙驅(qū)動(dòng)大國(guó)模式。（本文作者：李杏、劉博 單位：香港中文大學(xué)、中國(guó)人民大學(xué)）