长、消费与经济增长及出口与经济增长进行了单独
的研究。通过分析这些研究发现由于研究目的不
同，数据选取的方式（有的是月度、有的是年度）和
处理方法不同以及计量分析方法认识和应用差异，
导致各位学者在对投资、消费、进口、出口与经济增
长的关系实证分析后得出不一致的结论。本文通过
建立向量自回归 VAR 模型，在变量选取、数据处
宁铁岭人，沈阳工业大学经济学院讲师，博士，大连理工大学与大连银行联合培养博士后，研究方向：数量经济与金 融风险管理。
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N 理论探讨 ORTHERN ECONOMY AND TRADE
析。在现有的研究我国经济增长与需求影响关系的 文献中，大多采用国民经济总产值（GDP）、投资、消 费以及净出口。本研究将净出口分为出口和进口进 行研究，这样就考虑了五个变量。一方面，在现代的 国民收入决定理论中考虑了投资、消费、进口和出 口是产出水平的需求因素；另一方面尽管 VAR 模 型是利用统计性质建立的模型，但是变量的选择以 及变量在模型中的位置也应当考虑经济理论的因 素，比如一些经济变量的内生性以及外生性。
以 用 当 方 程 模 型 表 示 ， 即 LGDP =f (LCON,LINV,
LIMP)。下面通过最小二乘法，求解这一结果：
LGDPt=1.122+0.37LCONt+0.54LINVt+0.026LIMPt
+ut
（2）
从回归结果看（方程的参数表示弹性系数），当
其他变量不变时，最终消费每增长 1%，GDP 增长
总额对经济增长的作用要明显强于消费的作用。该 结论从一个侧面反映了上面的 VAR 结果中第 t 期 的投资对 t+1 期的作用不显著，因为投资对经济的 影响大部分在当期就有所反映，说明我们投资对长 期影响，增强经济发展后劲。
四、Gra n g e r 因果检验 为了深入分析经济增长与这些变量间的引导 关系，也即变量之间的因果关系，一般的因果检验 对滞后期的选择很敏感（变量 A 在之后二期是变量 B 的格兰杰原因，但是滞后三期却不是），这也是现 有研究中对因果关系得出的结论不尽一致的原因。 因此我们借鉴上面的 VAR 模型来生成 VECM 模型 来判断变量间的因果关系，由于滞后四阶色 VAR 模型不稳定，因此我们选用滞后阶数为三阶。
三、单位根与协整检验 (一)单位根检验 要进行协整分析必须首先进行单位根检验，以 确定变量之间是否为同阶整的。单位根检验采用 ADF 检验，结果如下表。
表 1 单位根 ADF 检验结果
结果 变量
水平序列 t-统计量 平稳性
一阶差分序列 t-统计量 平稳性
LGDP LCON LINV LIMP
0.583 0.519 1.56 -1.19
表 3 Granger 因果检验结果
原假设
滞后阶数
1
2
3
7.367 5.98 5.023 DLCON 不是 DLGDP 的 Granger 原因
(0.066) （0.05） （0.17）
0.025 1.37 4.067 DLINV 不是 DLGDP 的 Granger 原因
(0.874) （0.58) （0.25）
Granger 原因。吴诣民，李碧生(2007)利用 VAR 模型
和脉冲反映、方差分解研究我国经济增长的需求因
素的作用，最终消费和资木形成是共同决定我国经
济增长的 Granger 原因；投资具有长期平均负弹性
效应，出口在前四年有正的产出弹性，后五年表现
负弹性，而进口一直表现负弹性。
此外，另有一些学者对固定资产投资与经济增
经贸 B E IF AN G J IN G MAO 北方
我国经济增长需求影响因素分析
李卓然 1，朱天星 1,2，王昭 1,2，田慧勇 3
（1.大连银行博士后科研工作站，辽宁 大连 116001；2.大连理工大学 经济与管理学部，辽宁 大连 116023； 3.辽宁省农村信用社 联合社，沈阳 110034）
从回归结果看，我国的经济增长（GDP）、最终消 费以及进口存在显著的一阶自相关，说明这三个变 量存在一定的惯性，其中经济增长（GDP）与最终消 费的惯性最强；第 t 期的经济增长对 t+1 期的最终 消费和资本形成有显著的正向影响；第 t 期的最终
消费对 t+2 期的经济增长和最终消费有负向影响、 对 t+3 期的经济增长和最终消费有正向影响；第 t 期的投资对 t+1 期的经济增长有显著影响。
0.37%；资本形成总额增长 1%，GDP 下降 0.54%；货
物 进 口 增 长 1% ，GDP 下 降 0.026%（该 系 数 不 显
著）。从回归结果看出，我国的经济增长受到当期的
消费和投资影响很大，特别是投资形成的资本形成
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经贸 B E IF AN G J IN G MAO 北方
因此，本研究选取 1978- 2009 年国内生产总值 （GDP）、最终消费 （FC）、资本形成 （INV）、出口 （EXP）以及进口（IMP）的时间序列。样本数据来自 各年《中国统计年鉴》以及《新中国五十五年统计年 鉴汇编》。为了剔除价格因素的影响，本文借鉴吴诣 民，李碧生（2007）的方法对上面选择的时间序列进 行价格平减。用固定资产价格指数对资本形成总额 进行调整；本文在计算固定资产价格指数详细考虑 了折旧因素，克服了以往该避开折旧计算该指数的 问题。对货物进出口额用商品零售价格指数调整； 对国内生产总值和最终消费用居民消费价格指数 调整，主要是考虑到居民消费价格指数包含了服务 价格变动。同时，我们对各变量取对数，以消除异方 差对结果的影响。本文用 LGDP、LCON、LINV、LEXP、 LIMP 分别表示处理后的国内生产总值、最终消费、 资本形成总额、出口和进口。
不平稳 不平稳 不平稳 不平稳
-3.02b -3.88a -4.44a -4.31a
平稳 平稳 平稳 平稳
其中：a,b,c 分别表示在 1%，5%，10%水平下是
显著的。
检验结果表明(表 1)，LGDP、LCON、LINV、LIMP
的水平序列都不是稳定的，但是他们的一阶差分序
列却是显著的，说明他们都是 I(1)序列，即同阶整
一般形式如下：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt t=1,2……T
(1)
其中：yt 是 k 维内生变量向量，xt 是 d 为外生变
量向量，εt 是 k 扰动向量；p 是滞后阶数，T 为样本
个数；A 和 B 是待估计的系数矩阵。
下面通过在 VAR 模型中指定变量来进行分
收 稿 日 期 ：2011-02-24 作者简介：李卓然（1957－ ），女，辽宁大连人，高级经济师,大连银行监事长，研究方向：商业银行管理；朱天星（1970－ ），男，辽
VAR 模型的滞后阶数的选择是该模型的难点， 尽管滞后阶数越长越能体现变量之间的动态特征， 但是滞后阶数过长会损失自由度，使得模型的结果 不准确。本文仍然采用传统的 AIC 和 SC 准则信息 准则进行滞后阶数的确定。下边给出了不同滞后阶 数的 AIC 和 SC 数值：
最后确定滞后结束为 3 阶(AIC=- 15.76，SC=- 13.12， LR=284.53)，且通过稳定性检验。与以前研究的不同 之处是本文把出口当做外生变量处理。VAR(3)的估 计结果如下：
0.54
9.31 4.652
DLIMP 不是 DLGDP 的 Granger 原因
(0.462) （0.0095） （0.2）
（DLCON、DLINV、DLIMP）不是
15.05 17.12 12.21
பைடு நூலகம்
DLGDP 的 Granger 原因
(0.0018) （0.0088） （0.2）
其中：括号内的数值为卡方统计量。 从表 3 的检验结果看出：（1）在滞后一阶时，最 终消费是经济增长的格兰杰原因，而资本形成总额 和进口都不是经济增长的格兰杰原因；（2） 在滞后 二阶时，仅有最终消费、以及进口是经济增长的格 兰杰原因；（3）在滞后三阶时，这三个变量均不是经 济增长的格兰杰原因。从这三个变量的总体作用 看，在滞后一阶和二阶水平下，它们是经济增长的 格兰杰原因。 从我们的分析发现投资对经济增长的滞后效 应并不明显。而最终消费和进口对经济增长的滞后 效应较为明显。但是总体看，我国经济增长受到内 部需求因素的影响较大。 五、结论 通过上面的研究发现，1978- 2009 年的我国经 济增长的几个需求因素中，投资和最终消费与经济 增长之间存在显著地长期关系，投资的弹性系数最 高，为 0.54。而进口与经济增长间的长期关系不显 著。第 t 期的经济增长对 t+1 期的投资和最终消费 有显著的决定作用，但是反向的关系却没有发现。 因果关系检验发现，最终消费是经济增长的一阶和 二阶格兰杰原因，尽管投资不是经济增长的格兰杰
的。既然是同阶整的，就可以分析这几个变量间的
协整关系。
（二）协整检验
对于多变量的协整检验问题，一般采用约翰森
检验，该检验比普通的格兰杰两步法更有效率，检
验结果如下：
表 2 约翰森协整检验结果
原假设：协整
最大特征
迹统计量 5%临界值
5%临界值
方程数量
值统计量
r=0
75.36
47.86
50.25
27.58
理、模型检验、Granger 因果检验等方面进行调整，系
统地运用基于 VAR 模型的协整分析、因果检验，详
细分析了需求因素对我国经济增长的动态影响。
二、VAR 模型简介及变量估计
VAR 是基于数据的统计性质建立模型，通过在
系统中把所有变量的滞后值加到每个内生变量的
模型中来构成多元时间序列的向量自回归模型。其