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基于人均消费水平的经济适度增长研究
摘 要：
采用协整和误差修正模型， Granger 因果关系检验， 分析我国经济增长对人居消费水平的关系， 并根据良好的社会消费波动状态特征和历史数据来估计最低人居消费支出增长率， 从而得出我国经济适度增长不应低于 7. 19%的结论。
关键词：
经济适度增长； 人均消费水平； 协整分析； 误差修正模型
中图分类号：
F061. 2 文献标志码：
A 文章编号：
1002-2589（2014）02-0071-02
自 2008 年金融危机以来中国经济保持着相对的高速增长， 2010 年 GDP增长率更是高达 10. 4%， 温家宝在十一届全国人大五次会议上将 2012 年我国 GDP 的增长目标设定在 7. 5%， 这是自金融危机以来首次低于 8%， 也预示着我国由“保 8 时代” 正式进入“保 7 时代”， 也是我国在新的经济形势下进行国内经济转型所要求的客观条件， 过高的 GDP 目标必然压缩转型的空间。
转型亦是改革的深化， 自新中国成立以来共经历了三次重要的转型（陈秋玲 2012）， 第一次是 1953 年的社会主义改造， 第二次是 1978 年十一届三中全会确定的实行改革开放的社会主义市场经济体制， 第三次便是 2012 年制定的“十二五” 目标。
前两次的改革使我们取得了很大的进步， 但是在改革的过程中同样付出了 巨大的社会、 经济成本。
在即将来临的又一次转型中如何降低这样的成本应该是我们所关注的。
近来许多学者从就业和失业的角度出发探讨什么样的 GDP 增长速度才是合适的， 才能最
大程度降低转型的社会成本， 然而在中国这个城乡 二元化的经济实情中，失业率是城镇登记失业率， 就业人数的统计也多有遗漏， 因而这种分析方式也有待完善。
在实际生活中与居民最密切相关的是消费水平， 在转型的过程中如果不能满足人们对消费能力的要求， 那么这样的转型也不会得到大多数人的支持， 即使从长期来看这样的转型是可以增加收入和消费能力。
因此， 本文从人均消费水平角度探讨为保持合适的消费水平所要求的适当的 GDP 增长速度。
一、 经济增长和居民人均消费支出的实证分析
（一）
变量和样本数据的选取
本文选取 1978-2011 年我国国内生产总值和人均消费支出， 其中国民生产总值取变量名 G， 人均消费支出取变量名 C， 为消除异方差的影响，对国民生产总值和人均消费支出取对数形式， 记为 LnG 和 LnC。
数据来源于《中国统计年鉴 2011》、《中国统计年鉴 2012》。
（二）
变量平稳性检验
分别对 LnG 和 LnC 进行单位根检验， 结果如表 1 所示。
由表 1 知这两个变量都存在单位根， 因此 LnG 和 LnC 是不平稳的序列。
对 LnG 和 LnC 分别取一阶差分后再进行 ADF 检验， 结果如表 2 所示， 表明都是平稳序列。故， LnG 和 LnC 这两个变量是一阶单整序列， 即 LnG～I（1）， LnC～I（1）。
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（三）
协整关系检验和误差修正
Engle 和 Granger（1987）
提出的协整关系检验方法是对回归方程的
残差进行单位根检验来判断模型中解释变量与被解释变量之间是否存在协整关系。
通过对 LnG 和 LnC 的平稳性检验知他们是一阶平稳的， 可以进行协整分析， 建立回归模型如下。
LnCt=a+bLnGt+μ t
应用 Eviews6. 0， 根据 OLS 法估计参数后得到。
LnCt=-1. 306+0. 8212LnGt+■ AR（1）
=0. 8068
t=-4. 75 35. 14 8. 815
R2=0. 999 F=26 106. 58 D. W. =1. 93
由上面的回归方程结果可得。
■=LnCt-0. 8212LnGt+1. 306
对■在不含常数项和时间趋势下进行 ADF 检验， 结果如表 3。
■
如表 3 所示， ■序列在 5%的显著水平下拒绝原假设， 所以残差序列是一个平稳序列。
通过对 LnG 和 LnC 之间的协整关系检验我们得到人均消费支出增长水平和经济增长水平的长期均衡方程。
LnCt=-1. 306+0. 8212LnGt+■ AR（1）
=0. 8068
t=-4. 75 35. 14 8. 815
R2=0. 999 F=26 106. 58 D. W. =1. 93
将上式的残差序■列作为误差修正项， 令 ecmt=■， 建立误差修正模型。
dLnCt=β 0+β 1+？ 鄣 ecmt-1+ε t
带入相关数据进行估计得到。
dLnCt=0. 018+0. 7351LnGt-0. 143ecmt-1
t=1. 228 8. 097 -1. 161
R2=0. 69 F=33. 408 D. W. =1. 64
在误差修正模型中差分项反映了 短期波动的影响。
这样人均消费水平和经济增长水平之间的变动关系可以分为两个部分， 一部分是长期均衡关系 LnCt-1. 306+0. 8212LnCt， 一部分是短期波动的影响， 误差修正项 ecmt的系数（-0. 143）
反映了当短期波动偏离长期均衡时调整到均衡状态的力度。
（四）
Granger 因果关系检验
利用 Eviews6. 0 进行 Granger 因果检验其结果如表 4 所示， 从中可以看出 LnG 是 LnC 的单向原因， 即经济增长水平单向影响居民的人均消费水平。
■
（五）
基于人均消费支出水平对 GDP 增长的要求
根据图 1 人均消费增长率的周期变动图， 可以看到自 1979 年以来我国居民消费水平波动经历了五个周期， 第一周期是 1979-1982 年， 第二轮是 1983-1986 年， 第三轮是 1987-1990， 第四轮是 1991-1998 年， 第五轮是从 1999 年一直到现在。
前四轮的波动都具有时间短， 波动幅度大的特征， 尤其是在第四轮周期中， 波动幅度高达 25. 89%， 从 1999 年开始， 随着我国市场机制和收入分配制度的完善， 波动幅度变小且持续的时间较长。
一般来说， 消费能力短时间内较大波动会让居民无法产生合理预期而
做出错误的消费行为， 即使就平均水平而言人民消费水平是提高的， 但也不足以弥补人们对大幅度波动产生的保守、 恐惧甚至是通胀的心理， 因此一个良好的社会消费的波动状态应该是周期长并且波动幅度较小。
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在第五轮消费支出增长波动周期中， 最低增长水平是 5. 96% （1999 年），最高为 16. 05%（2007 年）， 平均增长水平为 11. 06%， 从居民消费支出水平和经济增长水平的长期均衡方程中我们得到， 若想保持最低消费支出水平5. 96%， 所要求的经济增长为 7. 19%。
二、 结论
在当前复杂的经济形势下， 中国适时的进行经济转型既是机遇也是挑战。
但是不管什么样的转型都需要一定的社会经济成本， 中国从“保 8 时代” 进入“保 7 时代” 便是对 GDP 增长的一种放宽。
市场经济中进行产业结构升级和经济结构转型， 不仅要保证社会经济的稳定还要保证人民的消费水平， 这样才能得到广大群众的支持。
保证消费水平便对 GDP 的增长提出了要求， 从本文的分析中得到要保证居民最低消费支出增长率， 所要求的经济增长率为 7. 19%。
因而， 政府在主导此次经济转型中需要时刻关注这个问题， 不能因为改革而改革， 改革的目的就是满足人们日益增长的物质文化需要， 即使是在转型的过程中也不能忽视这个问题。
至于为实现消费水平， 如何在社会分配中做到公平公正仍需要广大学者深入研究。
参考文献：
[1] 陈秋玲， 马晓珊， 毕梦昭. 中国“放弃保八” 的原因探究及应对策略[J]. 南京理工大学学报， 2012（3）：
1-3.
[2] 王全文， 廖宜静. 我国居民消费支出与经济增长关系的实证分析[J]. 学术观点， 2010（7）：
63-65.
[3] 苟文峰. 基于就业的经济适度增长探讨[J]. 重庆工商大学学报，2009（2）：
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[4] 王萍萍. 政府支出与经济增长关系的实证研究[J]. 产经评论， 2011（3）：
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