引言
消费、投资与我国 GDP之间的关系一直以来是宏观经济领
域讨论的热点,学者们大都认为消费和投资对我国的经济增长有
促进作用,但是在消费、投资对我国 GDP作用的大小以及它们之
间的相互因果关系上面却存在着不同观点。导致他们所持的观
点不一致很大程度上是因为他们所采用的分析方法、模型、数据
以及数据处理方法各不相同。本文将针对以上问题运用协整检
验 (Cointegration Test)、格兰杰因果关系检验 (Granger Causality
Test)和 VAR分析等方法详尽分析我国消费、投资与经济增长的
关系，得出一些有用的结论。
相关理论及实证研究
协整理论是 2003 年诺贝尔经济学奖得主恩格尔 (R. F.
Engle)和格兰杰(C. W. J. Granger)在 1978年首先提出来的。在经
济领域中,利用协整理论可以给出一个确切的判断,通过协整检
验对经济理论进行正确的论证,可以反映变量之间存在着一个长
期稳定的比例关系。
VAR模型是 1980 年 Sims 提出的向量自回归模型（vector
autoregressive model）。在模型的每一个方程中，内生变量对模型
的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的
动态关系。
近些年来, 协整理论在我国经济领域的应用有了快速的发
展。例如吴绪亮、国斌对我国的国内生产总值、投资与消费之间
的关系进了协整分析；在居民消费与 GDP之间的关系研究中,朱
江、田映华和孙全从协整理论出发,对我国居民消费与 GDP建立
了误差修正模型。但是对于消费、投资与经济增长全面关系的科
学实证分析很少。
模型及研究方法
1．协整。协整是指若两个或多个非平稳的变量序列,其某个
线性组合后的序列呈平稳性，此时称这些变量序列间有协整关
系存在。协整的经济意义在于两个变量虽然具有各自的长期波
动规律,但如果是协整的,那么它们之间存在着一个长期稳定的
比例关系。在进行协整检验之前,首先要确立时间序列的单整性。
单整是指如果一个序列经过阶差分后才能平稳,则此系列称
为 d阶单整,记为 I(d)。如果序列 X1t,X2t…,Xkt都是 d阶单整，存
在一个非零向量 β=(β1,β2,...,βk),使得 Z=βX～ CI(d- b)(认为序
列 X1t,X2t,…,Xkt是(d,b)阶协记为 CI(d,b),为协整向量。两个单整
变量如果单整阶数相同可协整，如果单整阶数不同就不可能协
整。
2．格兰杰非因果性。如果由 yt和 xt滞后值所决定的 yt的条
件分布与仅由 yt滞后值所决定的条件分布相同，即
f( yt | yt - 1,…, xt - 1,…) = f( yt | yt - 1,…)
则称 xt - 1对 yt存在格兰杰非因果性。格兰杰非因果性的另
一种表述是其他条件不变，若加上 xt的滞后变量后对 yt的预测
精度不存在显著性改善，则称 xt - 1对 yt存在格兰杰非因果性关
系。这个概念首先由格兰杰（Granger 1969）提出。
3．VAR模型。VAR模型是自回归模型的联立形式，所以称
向量自回归模型。假设 y1t，y2t之间存在关系，如果分别建立两个
自回归模型
y1, t= f (y1, t- 1, y1, t- 2,…)
y2, t = f (y2, t- 1, y2, t- 2,…)
则无法捕捉两个变量之间的关系,采用联立的形式，就可以建立
起两个变量之间的关系。VAR模型的结构与两个参数有关。一个
是所含变量个数 N，一个是最大滞后阶数 k。
以两个变量 y1t，y2t滞后 1期的 VAR模型为例，
y1, t = μ1 + π y1, t- 1 +π y2, t- 1+u1 t
y2,t=μ2 +π y1, t- 1 + π, t- 1 + u2 t
其中 u1 t, u2 t ~IID (0, σ2), Cov(u1 t, u2 t) = 0,写成矩阵形式是
y1t
y2t
!"= μ1
μ2
!"+ π π
π π
! "y1,t- 1y2,t- 1! "+
u1t
u2t
!"
设 Yt=
y1t
y2t
!", μ = μ1
μ2
!",Ⅱ1 = π π
π π
! ", ut = u1tu2t!",
则简化为 Yt =μ +Ⅱ1 Yt- 1 + ut
脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大
小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。例如
以下 VAR模型:
y1, t = μ1 + π y1, t- 1 +π y2, t- 1+u1 t
y2,t=μ2 +π y1, t- 1 + π, t- 1 + u2 t
经济增长、消费及投资的因果性分析
文 /牛润盛 常丽莉 万文娟
市场经纬·MARKET
44 经济论坛 2008·23
在模型中，如果误差 u1t和 u2t不相关，就很容易解释。u1t是
y1, t的误差项；u2t是 y2, t的误差项。u2t的脉冲响应函数衡量当期一
个标准差的 y2, t冲击对 y1, t和 y2, t存量的当前值和未来值的影响。
实证分析
国内生产总值(GDP)、全省固定资产投资(I)、居民消费总额
(XF)和零售物价指数(ZS)数据全部来自《中国统计年鉴》(1978～
2005年各年)、《新中国五十年统计资料汇编》等，用
对数据进行处理。为方便数据处理，下面数据分析中 Y表示国内
生产总值，X表示居民消费，I表示固定资产投资。
1．单整检验。本研究利用软件,对各变量进行单位根检验,
以确定变量的平稳性。对变量单位根的 ADF检验发现 lnY, lnX,
lnI，在 5%的置信度下是 I(1)，那么三者就可能存在长期的均衡关
系。
2. 协整检验。我们采用常用的 Johansen协整检验进行分
析，并建立 VAR模型除了要满足平稳性条件外,还应该正确确定
滞后期 k。如果滞后期太少,误差项的自相关会很严重,并导致参
数的非一致性估计。本文对最优滞后期的选择根据 LR统计量、
AIC和 SC信息准则来确定。经过反复试验,如果 AIC与 SC的滞
后期同时达到最小,则直接可以确定最优滞后期。
得到长期协整方程
LNY = ×LNX + ×LNI
t
该方程通过检验，从方程中可以看出消费每增加 1%，会引
起 %的经济增长；投资增长 1%，会引起 %的经济增
长。长期看消费对经济增长的拉动大于投资的拉动，印证了生产
的目的是为了消费，提高人们生活水平的观点。
短期误差修正模型
D(LNY) = - ×ecm + ×D(LNY(- 1)) + ×D
(LNY(- 2)) - ×D(LNX(- 1)) - ×D(LNX(- 2)) - ×D
(LNI(- 1)) - ×D(LNI(- 2)) +
D(LNX) = - ×ecm+ ×D(LNY(- 1)) + ×D
(LNY(- 2)) - ×D(LNX(- 1)) - ×D(LNX(- 2)) - ×D
(LNI(- 1)) - ×D(LNI(- 2)) +
D(LNI) = - ×ecm+ ×D(LNY(- 1)) + ×D
(LNY(- 2)) - ×D(LNX(- 1)) - ×D(LNX(- 2)) - ×D
(LNI(- 1)) - ×D(LNI(- 2)) -
上述模型通过各项显著性检验。在误差修正模型中,各个差
分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为
两部分,一部分是短期波动,一部分是长期均衡。ecm项系数的大
小反映了对偏离长期均衡的调整力度,从各变量的系数估计值(-
, - , - )来看,这种调整力度是比较有力的，其中
投资的调整力度最大。居民消费总额、投资和国内生产总值之间
存在长期均衡的协整关系,即消费总额、投资和国内生产总值存
在着动态均衡机制,误差修正模型比普通的单方程模型更全面地
反映了消费模型中的短期和长期的关系。从误差修正模型(ecm)
来看,上一期的 GDP对本期 GDP、消费、投资的影响都是正的；上
一期消费对本期 GDP、消费、投资的影响都是负的；上一期的投
资对本期 GDP、消费、投资的影响也都是的负的。说明消费、投资
对经济增长的效果要经过较长过程才能显现出来，而经济增长
对消费和投资有即期效果。
3．Granger非因果关系检验。协整检验是检验变量之间是
否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系还需要
进一步验证。Granger提出的因果关系检验可以解决此类问题。
采用基于 VAR模型的 Granger检验法对 lnY、lnX、 lnI之间是
否存在因果关系进行检验。由于模型的检验结果敏感地依赖于
滞后期的选择，因此,对于本检验按以下法则选取滞后期:根据
AIC 和 SC 准则 , 在不能确定的情况下 , 根据曼—皮尔逊
(Neyman- Pearson)提出的似然比(LR.)统计量来确定滞后期。确定
的滞后期为 2。
经检验在 10%的置信度下，经济增长是消费和投资增长的
原因；消费增长不是经济增长的原因，是投资的原因；投资增长
不是经济增长和消费增长的原因。这说明我国的经济增长对提
高人们的生活水平、固定资产的投资有很大的促进作用，消费的
增加客观上要求和促进了投资的增加。但是投资对经济和消费
的促进作用不够，说明存在过度投资现象，资源浪费严重。
我们用冲击响应函数（impulse－response)分析及误差分解
（图表略）分析，得到下面的结果。
(1)正的投资冲击之前对自身有持续的效应滞后 5期后由
正变负；正的经济冲击有持续正效应，方差分解 (variance
decomposition)的结果显示,其对投资的影响最大可以占到投资
预测误差 %；正的消费冲击对投资的效应在滞后期 6由负
变正，其对投资的影响最大可以占到投资预测误差 %。投
资受到经济和消费的影响远小于自身的影响，投资的自主性比
较明显。
（2）正的经济冲击对自身有持续的正效应；正的投资冲击
对经济有持续的正效应,其对经济的影响最大可以占到经济预测
误差 %；正的消费对经济有持续的负效应,其对经济的影响
最大可以占到经济预测误差 %。这说明我国经济增长受投
资的影响比较大，而受消费影响较小，也符合我国依靠投资拉动
经济的事实。
（3）消费对自身的效应在滞后期 3之后由正变负；正的投
资对消费有持续的正效应,其对消费的影响最大可以占到消费预
测误差 %，在滞后期 7达到；正的经济对消费有持续的的
MARKET·市场经纬
2008·23经济论坛 45
正效应,其对消费的影响最大可以占到消费预测误差 %。这
说明，经济的增长对消费影响很大，持续地改善了人们的物质文
化生活，投资对消费的影响在经过一段时间后才能很好地显现
出来。
结论与政策启示
本文运用了协整检验(Cointegration Test)、格兰杰因果关系检
验 (Granger Causality Test) 和 VAR分析, 建立了排除伪回归的
Blue的长期均衡方程记忆 ECM模型,从长期和短期两个角度来
分析我国经济增长值和投资、居民消费之间关系，并得出以下结
论供参考。
1．GDP、居民消费、投资等变量的数据都是非平稳经济时
间序列，存在一种长期稳定的均衡关系。
2．经济运行机制是一个复杂系统，存在多层相互关系。在
我国目前表现为投资的自主性比较明显；经济增长受投资的影
响比较大，而受消费影响较小；经济的增长对消费影响很大，持
续地改善了人们的物质文化生活，投资对消费的影响经过一段
时间才能很好地显现出来。
3．实现经济增长，必须投资与消费“两手抓”，一个也不能
荒废。
4．消费提高依赖于经济的发展。我们要继续以经济建设为
中心，提高人们的物质文化生活水平，构建社会主义和谐社会。
（作者单位：重庆大学贸易与行政学院）
市场经纬·MARKET
一、引言
在经济上，劳动力供给模型认为在
家中的时间为闲暇，认为效用直接产生
于消费闲暇时间和购买的商品。而家庭
生产理论认为，家庭妇女在家中的大多
数时间在性质上更类似于工作而非闲
暇。这个理论肯定了家务劳动的社会经
济价值，家务劳动为整个家庭带来福利。
如果一个家庭没有人从事家务劳动，那
么就必须从社会购买市场服务。或者说，
家庭成员从事家务是以放弃在社会中工
作能得到工资为代价的，所以家庭劳动
是有其社会价值的。
补偿性工资理论认为，由于工作环
境的不同，风险高低的不同，向雇员所支
付的工资要有差别，否则就没有人去从
事那些环境恶劣、高风险的工作，所以补
偿性工资的差别是为了吸引工人从事高
风险工作所必须支付的额外工资。
在法律上，我国在 2001年修改的婚
姻法中增设了一项家务劳动补偿请求制
度。这项制度的设立对于提升家务劳动
的社会价值，保护对家庭做出较多贡献
一方的合法权益，具有十分重要的意义。
但这种补偿只能在离婚时才能提出，并
且存在着很多限制，实践中可操作性不
强。即使可行，虽然在离婚时可以对其补
偿，但没有从根本上解决问题，因为大量
的离婚都起源于谁来做家务的分歧上，
社会效用没有最大化。
二、问题的提出
在中国，家务劳动素来被认为是绝
对家庭琐事，是最不上“档次”的劳动。
因为家务劳动的受益者是劳动者自己及
家属，所以被认为与社会无关。
家庭不仅是一个社会组织，也是一
个经济组织，它和一切社会市场部门一
样也存在明显的性别劳动分工。这部分
地归因于专门化投资得来的效益，也部
分地归因于男女性别上的差异。按新古
典经济理论的解释，在家庭部门中，女性
有超过男性的一种比较优势，即使当他
们在人力资本上做同样数量的投资，一
个有男女两性的效率高的家庭将会把妇
女的时间主要分配于家庭部门，而把男
性的时间主要分配在市场部门。这种分
工是获得家庭福利目标函数最大化的一
种有效途径。
一个人的时间和人力资本都是稀缺
性的资源，当某人把时间和人力资本投
入到家庭部门时，必然就失去了将时间
和人力资本投入到市场部门的机会，因
而就失去了从中取得的利益。由于妇女
意识到自己的行为让男性无偿受益，就
可能会约束或修正自己的行为，减少其
人力资本对家庭的投资，把人力资本更
多地投向市场部门，以减少其机会成本
补偿性工资差别
在家庭生产理论中的应用
文 /郑 澍 张成君
46 经济论坛 2008·23
