摘 要：本文基于2000—2020年江蘇省投資、消費和對外貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展的時間序列數(shù)據(jù)，在ADF檢驗的基礎(chǔ)上，建立向量自回歸（VAR）模型，通過格蘭杰因果檢驗分析法綜合分析了拉動江蘇省經(jīng)濟增長的三大要素。結(jié)果表明，投資和消費始終是江蘇省經(jīng)濟增長的強格蘭杰原因；以凈出口為代表的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的存在長期均衡關(guān)系，長期來看，對經(jīng)濟增長具有正向作用；江蘇省經(jīng)濟增長主要由投資導(dǎo)致，消費對經(jīng)濟增長的貢獻弱于投資，而對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的解釋能力最弱。

關(guān)鍵詞：江蘇??；投資；消費；貿(mào)易；經(jīng)濟增長；VAR模型

本文索引：連夢園.<變量 2>[J].中國商論，2023（17）：-017.

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）09（a）--04

1 引言

投資一直被視為影響經(jīng)濟增長的重要因素，對兩者關(guān)系的研究中，國內(nèi)外學(xué)者從不同視角貢獻了諸多理論成果。如Attansio等（2000）[1]與Bond等（2010）[2]運用了不同的方法，前者基于格蘭杰因果檢驗并未發(fā)現(xiàn)投資和經(jīng)濟增長具有因果關(guān)系，而后者使用動態(tài)面板模型證明投資對經(jīng)濟具有長期增長效應(yīng)。趙新宇、李寧男（2021）[3]做動態(tài)回歸研究，使用1996—2018年31個省份面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)。張中華等（2021）[4]認為，投資帶來大量生產(chǎn)要素，通過持續(xù)不斷的資本積累可以促進經(jīng)濟的持續(xù)增長和進行結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

消費一直被認為是拉動經(jīng)濟增長的重要引擎。吳艷等（2021）[5]采用兩步GMM工具變量法，基于2005—2017年中國30個省市數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)總消費水平、城鎮(zhèn)居民消費水平顯著提高中國經(jīng)濟增長質(zhì)量。劉東皇、朱高林（2021）[6]采用經(jīng)濟增長率核算方程， 測算了不同時期、城鄉(xiāng)和區(qū)域的居民消費對經(jīng)濟增長的拉動程度，證明近年來中東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的拉動作用更顯著。

貿(mào)易作為拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，從改革開放到“一帶一路”，再到如今和許多歐美國家在競爭中合作，許多學(xué)者從對中國貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究中印證了對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟的騰飛起到正向作用。如勵利等（2020）[7]選取中國1999—2017年30個省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行系統(tǒng)GMM估計。檢驗發(fā)現(xiàn)：從全國范圍而言，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易都會對經(jīng)濟增長發(fā)揮顯著拉動作用。吳東晟等（2019）[8]提出了改進的兩階段分位數(shù)回歸估計方法，并采用改進的新方法分析了對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易的確能促進經(jīng)濟增長，且在對外貿(mào)易開放度越高的地區(qū)，其對經(jīng)濟增長的正向影響越大。

綜合相關(guān)研究成果發(fā)現(xiàn)，投資、消費和對外貿(mào)易都對宏觀經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，學(xué)者利用不同方法從不同角度分別研究了三個重要因素對經(jīng)濟增長的影響，但綜合考慮消費、投資和貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究較少，大部分是分開研究其對經(jīng)濟增長的影響，少量學(xué)者研究兩個變量共同作用下對經(jīng)濟增長的影響，如王雪平（2019）[9]研究表明消費與投資具有明顯的負相關(guān)性，對經(jīng)濟增長均具有促進作用。因此，本文的貢獻在于將投資、消費和貿(mào)易與經(jīng)濟增長納入一個分析框架中，基于國民經(jīng)濟核算方程中的支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP=投資I+消費C+凈出口NEX的方程，利用2000—2020年相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型，綜合運用格蘭杰因果檢驗，研究這四個變量間的影響機制。此外，因不同經(jīng)濟體的發(fā)展面臨不同的情況，經(jīng)濟發(fā)展的三駕馬車對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻程度在不同情況下也有所差別，因此研究特定的、具有代表性城市的實際情況對個體經(jīng)濟發(fā)展具有至關(guān)重要的影響，尤其是當下經(jīng)濟面臨諸多不確定因素，在變化的外部情況下，尋找不變的對經(jīng)濟增長始終具有推動作用的引擎，對經(jīng)濟發(fā)展與政策制定都具有極大的現(xiàn)實意義。江蘇省作為經(jīng)濟發(fā)展的大省、強省，一直被視為反映全國經(jīng)濟狀況的晴雨表。因此，本文選用江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)據(jù)進行研究，對后疫情時代各城市實現(xiàn)快速的經(jīng)濟復(fù)蘇具有借鑒意義與現(xiàn)實意義。

2 基于VAR模型的實證分析

2.1 VAR模型設(shè)立

向量自回歸（VAR）模型由Sims于1980年提出，模型多年來幾經(jīng)發(fā)展演變，已由二維模型拓展為多維模型，在經(jīng)濟、金融時間序列的分析領(lǐng)域廣泛應(yīng)用。VAR模型的優(yōu)勢之一是作為非結(jié)構(gòu)化多方程模型，不區(qū)分內(nèi)外生變量，因此本文為了研究所有時間序列變量間的相關(guān)關(guān)系，引入每個變量及其滯后值進行建模，在模型方程中對全部內(nèi)生自變量的滯后項進行回歸，對全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系進行估計。VAR 模型的基本形式如下：

其中，為維內(nèi)生變量；為待估計的系數(shù)矩陣；為滯后階數(shù)；為維隨機擾動向量；為常數(shù)項；為樣本數(shù)量。

（1）數(shù)據(jù)選?。罕疚臄?shù)據(jù)從《2022年江蘇省統(tǒng)計年鑒》國民經(jīng)濟核算部分選取，采用年度數(shù)據(jù)，選取2000—2020年為樣本空間，以江蘇省各年GDP作為衡量經(jīng)濟增長的指標，選取資本形成總額（GCF）作為衡量投資的指標，選取消費支出總額（FCE）作為衡量消費的指標及凈出口額（NEX）作為衡量江蘇省對外貿(mào)易的發(fā)展。同時，對數(shù)據(jù)做自然對數(shù)變換，減少序列的波動并消除異方差的影響，最終得到處理后變量LNGDP、LNGCF、LNFCE、LNNEX的數(shù)據(jù)。

（2）時間序列平穩(wěn)性檢驗：對處理后的數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，進而保證建立VAR模型使用的是平穩(wěn)時間序列。

Eviews 10.0軟件輸出結(jié)果如表1所示，原時間序列的ADF檢驗值小于5%，10%顯著水平上的臨界值，不存在單位根，拒絕原假設(shè)，即該時間序列為平穩(wěn)時間序列。變量LNGDP、LNGCF、LNFCE、LNNEX原序列為平穩(wěn)序列，因此可以直接建立VAR模型。

2.2 滯后期的選擇

VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗結(jié)果如表2所示，根據(jù)AIC準則與AC準則，當VAR模型滯后四期時，AIC值與SC值分別達到最小，因此選取VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。

2.3 模型穩(wěn)定性檢驗

AR根檢驗結(jié)果如圖1所示，全部檢驗結(jié)果滿足AR特征多項式系數(shù)小于1，說明建立的VAR（3）模型是平穩(wěn)模型。一方面，可以繼續(xù)用來做模型預(yù)測；另一方面，說明江蘇省的經(jīng)濟增長與其投資消費和對外貿(mào)易情況存在長期均衡的關(guān)系。

2.4 格蘭杰因果檢驗

上文的檢驗表明，LNGDP、LNGCF、LNFCE、LNNEX之間存在相互影響，表明江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展與其投資、消費和對外貿(mào)易增長之間存在某種長期互相依存的關(guān)系，為進一步研究變量間的因果關(guān)系，還需要進行格蘭杰（Granger）因果檢驗。Granger因果檢驗的原理如下：若引入LNGCF、LNFCE、LNNEX三者之中任意一個變量的滯后項有助于解釋變量LNGDP的變化，即某個變量滯后項的引入能實現(xiàn)對另一個變量更好的解釋，則可以認為前一變量是后一變量的格蘭杰原因。

同時，滯后階數(shù)敏感性會影響格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果的可信度，滯后階數(shù)的敏感性越高，其可信度越低，故通過檢驗不同的滯后階數(shù)來考察檢驗結(jié)果的敏感性，從而得到可信度較高的結(jié)果。本文選取滯后1～3期的階數(shù)，使用EViews10.0軟件對數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。第一，滯后階數(shù)為1和2時，投資和消費是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因，而凈出口代表的對外貿(mào)易則接受原假設(shè)，說明短期內(nèi)貨物和服務(wù)的凈出口不是經(jīng)濟增長的主要影響因素。第二，當滯后階數(shù)為3時，投資仍然為經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，消費滯后三期以后對經(jīng)濟增長的影響顯著性降低，而凈出口成為影響經(jīng)濟增長的重要因素，說明對外貿(mào)易對GDP增長的貢獻具有時滯性，從長期來看，對外貿(mào)易會促進經(jīng)濟增長。

3 結(jié)論與建議

本文通過對江蘇省國民經(jīng)濟發(fā)展近20年投資、消費和貿(mào)易與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)進行實證分析可以看到，投資、消費和貿(mào)易仍然是拉動江蘇省GDP上漲的主要動力，三者共同促進經(jīng)濟增長的效果和效率并不相同。實證結(jié)果表明，投資對經(jīng)濟增長的正向作用不論是短期還是長期都最強，相較消費和貿(mào)易最大程度地貢獻了江蘇省2000—2020年的GDP增長；消費在短期內(nèi)考慮對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用顯著，但長期實際的消費對經(jīng)濟增長的作用有限；貿(mào)易特別是出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用在近些年逐漸弱化，相比投資和消費對經(jīng)濟的拉動較弱，但貿(mào)易的發(fā)展對促進長期經(jīng)濟增長的機制仍然有效。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：

（1）優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，重視不同主體的投資行為

第一，對固定資產(chǎn)與無形資產(chǎn)投資的選擇與搭配：本文實證表明了資本形成總額代表的投資對江蘇省經(jīng)濟增長的作用是明顯的，在促進投資穩(wěn)步增長的情況下，要注意固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的投資不同，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。固定資產(chǎn)投資是指投資主體針對資金、設(shè)備、建筑等硬件方面的投資行為；無形資產(chǎn)類投資需要一個長期的過程，主要指企業(yè)針對信息、技術(shù)、人力資源等方面的投資行為。謝培超（2017）[10]認為，對欠發(fā)達地區(qū)實行固定資產(chǎn)投資可以迅速有效地帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，而對發(fā)達地區(qū)更多地進行無形資產(chǎn)投資會帶來更深遠的正向影響，為長期經(jīng)濟增長創(chuàng)造新的動力。因此，江蘇省作為發(fā)達省份，更應(yīng)重視對無形資產(chǎn)的投資，并搭配均衡固定資產(chǎn)投資和無形資產(chǎn)投資，才能為經(jīng)濟增長提供源源不斷的動力。

第二，加大政府的投資與監(jiān)管：作為三大市場主體之一，政府本身的投資行為會促進經(jīng)濟發(fā)展，具體如江蘇省政府對不動產(chǎn)的投資主要包括基礎(chǔ)設(shè)施投資與房地產(chǎn)投資，對無形資產(chǎn)的投資，如加大技術(shù)引進，建立各種研究基金等。作為監(jiān)管方，江蘇省政府對投資環(huán)境的監(jiān)管也至關(guān)重要，通過引導(dǎo)監(jiān)督正確的投資行為來營造一個良好的投資環(huán)境，可以吸引更多資金與投資者，進一步增加投資的質(zhì)與量，形成投資增加-經(jīng)濟增長-投資進一步增加的正向循環(huán)。

第三，重視企業(yè)的投資行為：不論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，企業(yè)發(fā)生的投資行為，一方面，通過改善公司發(fā)展的基本面促進當?shù)亟?jīng)濟增長；另一方面，直接對當?shù)剡M行投資來影響主要的產(chǎn)業(yè)或金融，進而促進當?shù)谿DP的增長。這意味著企業(yè)的投資行為一旦開始，投資就會對當?shù)氐慕?jīng)濟增長起到正向影響。因此，要重視當?shù)仄髽I(yè)的投資行為，通過寬松的投資政策促進企業(yè)的投資行為，鼓勵企業(yè)進行投資并因此獲利。

（2）促進消費升級，進行高質(zhì)量供給，提升消費水平

第一，促進消費升級形成高質(zhì)量需求：消費升級是指轉(zhuǎn)變消費者的消費理念，引導(dǎo)消費者消費心理向更高層次躍遷，從而實現(xiàn)消費結(jié)構(gòu)的變化。為了實現(xiàn)消費升級，根據(jù)馬斯洛需求理論，在滿足人們的生理需要和安全需求后，人們的社會需要、尊重需要和自我實現(xiàn)需要變得更為迫切。這意味著在人們滿足基本衣食住行的消費后，在收入不斷增加的過程中，轉(zhuǎn)向更多的消費于教育、文娛產(chǎn)業(yè)、科技產(chǎn)品等更高質(zhì)量的消費品。同時，消費升級意味著消費者對消費品提出了更高的要求，可以有效倒逼產(chǎn)業(yè)投資發(fā)展、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，最后實現(xiàn)江蘇省的經(jīng)濟增長。

第二，進行高質(zhì)量供給以回應(yīng)高質(zhì)量消費需求，進一步擴大消費：高質(zhì)量需求一直是人民對美好生活期待的體現(xiàn)，也是升級消費結(jié)構(gòu)的必然結(jié)果。江蘇省需要以提供高質(zhì)量的供給為發(fā)力方向，通過增加制度供給的效能，提升技術(shù)供給的水平，形成需求牽引供給，供給滿足需求的動態(tài)平衡。實現(xiàn)高質(zhì)量供給的最優(yōu)路徑是深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，首先實現(xiàn)供應(yīng)鏈的優(yōu)化，促進生產(chǎn)要素的高效流動，最終實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟總量的增長。因此，江蘇省應(yīng)深入貫徹供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，通過技術(shù)革新、引進資金和自主創(chuàng)新等方式實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，為消費者提供符合其心理需求的產(chǎn)品及服務(wù)，擴大消費的同時，實現(xiàn)江蘇省經(jīng)濟的高速增長。

（3）穩(wěn)定對外貿(mào)易，促進經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長

第一，正視大國關(guān)系，繼續(xù)降低貿(mào)易依存度，重視國內(nèi)循環(huán)：競爭是常態(tài)，在競爭中尋求合作是處理大國間貿(mào)易平衡的正確理念。新冠疫情逐步常態(tài)化，為應(yīng)對國內(nèi)外貿(mào)易環(huán)境的復(fù)雜變化，我國提出構(gòu)建“雙循環(huán)”發(fā)展格局，旨在通過暢通內(nèi)循環(huán)、擴展外循環(huán)來共同推進進出口貿(mào)易的良性發(fā)展。邵朝對、蘇丹妮（2023）[11]認為，在價值鏈雙循環(huán)中，國內(nèi)價值鏈起到了主導(dǎo)作用，其中東部在國內(nèi)價值鏈循環(huán)中更為關(guān)鍵；國內(nèi)價值鏈的循環(huán)幫助抵御外部沖擊，通過內(nèi)部改革提升國內(nèi)價值鏈的分工水平和效益仍是未來發(fā)展的方向。因此，江蘇省可以在保證省內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)定循環(huán)的基礎(chǔ)上，促進其對省外和國外的進出口貿(mào)易。

第二，進行產(chǎn)業(yè)鏈重塑，提高出口質(zhì)量，協(xié)調(diào)進出口的發(fā)展：在全球經(jīng)濟增速下滑、發(fā)達國家制造業(yè)回流、核心技術(shù)封鎖的大背景下，對江蘇省的產(chǎn)業(yè)鏈重塑是一個良好的機會，應(yīng)加大自主研發(fā)，大力發(fā)展實體經(jīng)濟，掌握更多的核心技術(shù)，逐步降低加工貿(mào)易對該省生產(chǎn)的占比，通過更高水平的嵌入產(chǎn)業(yè)價值鏈，才能得到更多的利潤。一方面，直接帶動江蘇省經(jīng)濟增長；另一方面，以優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)保證經(jīng)濟長遠平穩(wěn)地增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也會進一步保證出口品質(zhì)量的提高，降低勞動密集程度，減少與進口國的摩擦，實現(xiàn)更高水平的出口。同時，協(xié)調(diào)進口與出口的均衡發(fā)展，使貿(mào)易順差維持在合理的水平，通過進口引進新技術(shù)，滿足人民更高水平的消費需求，營造良好的競爭環(huán)境，更能促進江蘇省本地產(chǎn)業(yè)的加速發(fā)展，進而實現(xiàn)江蘇省的經(jīng)濟增長。

綜上所述，江蘇省應(yīng)繼續(xù)在投資、消費和貿(mào)易領(lǐng)域發(fā)力，以推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，注重投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化，促進消費升級，平衡進出口貿(mào)易。

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