1、 摘 要：以 19782014 年中国统计数据为样本，在经济增长理论的多变量分析框架之下，运用协整检验、格兰杰因果检验，并通过差分分解对我国居民信息消费与经济增长之间的关系进行进一步地验证，得出如下结论：第一，我国经济增长与劳动投入量、资本存量、居民信息消费量之间存在着长期稳定的关系；第二，我国经济增长与居民信息消费之间互为格兰杰因果关系；第三，居民的信息消费对我国经济增长的推动作用小于劳动投入量和资本存量的推动作用，我国经济增长仍处于粗放型阶段。 关键词：信息消费；经济增长；格兰杰因果检验 一、引言 随着我国信息产业不断发展，信息基础设施不断完善，信息产品的供应日益增多，我国信息消费逐年增长
2、。21 世纪以来，信息消费每增加 100 亿元，能带动国民经济增长 300多亿元；在美国、日本的人均信息消费支出分别为 3400 美元和 2400 美元，而我国仅为 190 美元，我国的信息消费有着巨大的发展空间。但是，就我国目前所处的发展阶段而言，信息消费与经济增长存在怎样的关系？在我国大力发展信息产业的背景下厘清二者之间的关系对于我国制定科学的经济发展战略、提高居民生活水平等方面具有重要的现实意义。 众多文献通过实证的方法研究我国居民信息消费。丁志帆（2014）运用数值模拟分析城镇居民信息消费的差异化福利效应，得出信息消费增速变动的福利效应有很明显的群体差异性。沈小玲、郑亚琴（2013）运
3、用 ELES 模型，对我国城镇居民信息消费结构进行分析，研究表明消费结构地区差异明显，信息消费“棘轮效应”明显。叶元玲、赖茂生（2012）通过聚类分析，研究“十一五”前后各省农村居民信息消费的指标，剖析地区信息消费水平和信息消费意愿不平衡的原因。马哲明、李永和（2011）运用回归方程，分析农村居民信息消费与其收入的关系，得出 1985-1997 年，农村居民的收入决定其信息消费，1997-2006 年，农村居民的信息消费决定其收入。尽管上述文献从不同角度、运用不同方法对我国居民信息消费进行定量分析，但他们的研究都没有从宏观角度研究我国信息消费与经济增长的关系。 本文采用 19782014 年我
4、国居民消费和国内生产总值等数据，以柯布道格拉斯生产函数作为模型，引入劳动投入、资本存量、技术进步和信息消费等要素组合，并通过协整分析和 Granger 因果检验进行系统的分析信息消费对经济增长的影响。 二、 研究方法及数据说明 （一）理论模型 本文以柯布道格拉斯生产函数为模型的函数表达形式研究我国信息消费与经济增长的关系，并假定技术不变，即A 为常数。生产函数可表示为： Y（t）=K（t） L（t） AIC（t） （1） 对（1）式求时间 t 的导数，则有： （2） 增加满足标准假设的误差项和常数项， （2）式变为： Yt=c+Kt+Lt+ICt+t （3） 其中，Y 代表总产出或实际 GDP
5、，K 是资本存量，L 是劳动投入，IC 是信息消费。 Kt、Lt、ICt 分别表示总产出、资本、劳动投入、信息消费的增长，、 分别表示资本、劳动、技术进步、信息消费对产出的弹性。 （二）数据来源与处理 本文在考虑信息消费约束的经济增长模型分析框架下，探讨我国信息消费与经济增长之间的因果关系。本文以我国1978-2014 年度数据为样本，选取数据源于中国统计年鉴1978-2015进行相关的处理，具体处理如下：1.总产出（实际 GDP）：将 GDP 数据用平减指数换算成以 1978 年不变价格计算的实际 GDP；2.劳动投入（L）：采用全社会从业人员度量劳动力投入；3.资本存量（K）：采用永续盘存
6、法。计算公式为 Kt=It/Pt+（1-）Kt-1，其中，Kt 是第 t 年以1978 年不变价格计价的实际资本存量；It 是以当期价格计算的投资额；Pt 是第 t 年定基价格指数， 参数是折旧率；4.信息消费（IC）：本文采用尹世杰的观点，以医疗保健、交通与通讯、文化教育娱乐用品与服务等信息消费含量高的消费作为信息消费的构成内容，并把每一年的居民信息消费总量折算成以 1978 年为基期的实际信息消费量。 三、 实证结果与分析 （一）单位根检验 由于本文所用的是时间序列数据，应该对数据进行平稳性检验以避免“伪回归” 。本文采用五种方法进行水平序列和差分序列进行平稳性检验，检验结果如表 1 所示
7、。 由表 1 可以看出不同的检验方法具有不同的检验效率，虽然五种单位根的检验上显现的结果有差异，但总体来看，可以认定四种变量属于一阶单整，即 I（1） 。 （二）协整检验 由于 1nGDP、1n K、1n L、1n IC 四个变量存在着一阶单整，所以判断它们之间可能存在着协整关系，即长期稳定关系。本文首先通过向量自回归（VAR）来确定最佳的滞后阶数，如表 2 所示。根据表 2 提供的各滞后阶数下五个指标的估计值及检验结果，初步确定 VAR 模型最佳滞后阶数为 2阶。 基于 VAR（2）模型，应用 Johansen 协整检验判断1nCDP、1nK、1nL、1nIC 的协整关系时，确定滞后期为 1
8、。通过模型选择的联合检验，确定最佳的协整检验模型，Johansen 协整检验结果如表 3 所示。 根据特征根检验和极大特征值检验统计的结果：在 0.05的显著水平下不接受没有协整向量的原假设。这表明 1978-2014 年我国经济增长与居民信息消费、资本存量、劳动投入量之间存在着长期均衡关系，协整关系为： 1Ncdp=0.1871Nic+0.2041nK+0.7811nL （三）格兰杰因果关系检验 通过协整检验的结果说明我国经济增长与居民的信息消费之间具有长期均衡关系，但是这种关系需要进一步采用格兰杰因果关系检验，结果如表 4 所示。可以看出，居民信息消费可以促进经济增长，而经济增长又会反作用
9、于信息消费。（四）差分分解分析 为了检验格兰杰因果检验结果的准确性，采用差分分解法进一步的验证。验证结果如图 1 和图 2 所示。 图 1 表明，信息消费的变化对经济增长的贡献度总体上低于 20%；资本存量的变化对经济增长的贡献率却微乎其微；劳动投入量的变化对经济增长的贡献相对比较大，维持在 20%左右。图 2 表明，经济增长信息消费变化的贡献率逐步上升，达到 71%的峰值，此后开始下降；资本存量和劳动投入量对信息消费变化的贡献率从期初一直在增加，但资本存量的贡献率明显比劳动投入量的贡献率大。综合图 1 和图 2 分析，表明我国居民信息消费对经济增长的推动作用远小于经济增长对信息消费的拉动作用
10、，我国经济增长更多地依赖劳动投入量，我国经济仍属于粗放型经济。 四、结论 本文在采用多变量的分析框架下，利用我国 19782014年 35 年时间序列数据，通过 Johansen 协整分析、格兰杰因果检验分析和方差分解分析，对我国经济增长与居民信息消费之间的关系进行了分析研究，得出如下结论：1.我国经济增长与劳动投入量、资本存量、居民信息消费量之间存在着长期稳定的关系，居民的信息消费对我国经济增长的推动作用小于劳动投入量和资本存量的推动作用。2.我国经济增长与居民信息消费之间互为格兰杰因果关系。说明在经济增长和居民信息消费之间，二者可相互促进，因此在制定促进经济增长的政策方面应考虑到居民信息消费的作用。3.信息消费对经济的增长的贡献小于经济增长对信息消费增长的贡献，我国经济增长仍处于粗放型阶段，但以信息消费拉动经济增长仍具有一定的作用。 参考文献： 1 丁志帆.城镇居民信息消费的差异化福利效应研究J.财经科学，2014， （02）：51-61. 2 沈小玲，郑亚琴.我国城镇居民信息消费结果分析J.北方经贸 2013， （11）：41-43. 3 叶元龄，赖茂生.我国农村居民信息消费需求的区域比较J.情报杂志，2012， （05）：144-150. 4 马哲明，李永和.我国农村居民信息消费与其收入
