城鎮(zhèn)居民可支配收入與人均消費(fèi)支出的實(shí)證研究

城鎮(zhèn)居民可支配收入與人均消費(fèi)支出的實(shí)證研究

可支配收入與消費(fèi)支出改革開放以來，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民可支配收入顯著增加，居民消費(fèi)支出和消費(fèi)水平顯著提高。就消費(fèi)而言,全部的消費(fèi)可以分為兩部分即自發(fā)消費(fèi)和引致消費(fèi)。自發(fā)消費(fèi)是指由人的基本需求決定的最必須的消費(fèi);引致消費(fèi)即消費(fèi)需求是指由收入所引起的消費(fèi),它的大小取決于收入和邊際消費(fèi)傾向。而在居民可支配收入增長(zhǎng)的同時(shí),如何引導(dǎo)居民增加消費(fèi)支出,以拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),則是政府、業(yè)界普遍關(guān)心的問題。對(duì)于城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出之間的關(guān)系,國(guó)內(nèi)學(xué)者基于不同的理論對(duì)我國(guó)及區(qū)域城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出的關(guān)系進(jìn)行了探討?！冻擎?zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素計(jì)量分析—基于成都市的實(shí)證分析》(李世軍、袁光才,2006)一文,通過建立計(jì)量模型,運(yùn)用計(jì)量分析方法對(duì)影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的各因素進(jìn)行相關(guān)分析,找出其中關(guān)鍵影響因素?！逗邶埥〕擎?zhèn)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的定量分析》(張恩英,2006)一文,對(duì)黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)與收入水平的關(guān)系進(jìn)行了定量分析并得出結(jié)論,隨著收入水平的提高,居民的食品支出所占比重將大幅度下降。《四川省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與可支配收入的實(shí)證分析》(陳雪靈、任大廷,2009)一文,應(yīng)用線性回歸分析的方法建立理論模型對(duì)四川省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系進(jìn)行研究。《城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)性支出的關(guān)系》(權(quán)立波,2010)一文,應(yīng)用線性回歸分析的方法研究了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)性支出之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律?！秾?duì)河北省城鎮(zhèn)居民可支配收入及消費(fèi)性支出的協(xié)整分析》(高原,2008)一文,通過協(xié)整分析,彌補(bǔ)了傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中線性回歸模型的不足,避免了虛假回歸,更深刻、準(zhǔn)確地指出了可支配性收入和消費(fèi)性支出之間的關(guān)系?！渡綎|省城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出的實(shí)證研究》(王娜、張磊,2010)一文,用協(xié)整理論對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析,并建立了相應(yīng)的誤差修正模型,結(jié)果表明兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。本文基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整理論,通過對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出關(guān)系的研究,來探求兩者之間變化的動(dòng)態(tài)和規(guī)律。一般理論：協(xié)調(diào)研究(一)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列變量間的因果關(guān)系進(jìn)行回歸分析,其中一個(gè)重要的假設(shè)是時(shí)間序列是平穩(wěn)的。如果時(shí)間序列是非平穩(wěn)的,進(jìn)行因果關(guān)系回歸分析則會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)方面的問題:一是回歸分析中的t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)等失效,二是回歸分析會(huì)產(chǎn)生虛假回歸。為避免這兩類問題的產(chǎn)生,建模前必須對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)主要有圖示法、樣本自相關(guān)函數(shù)法、單位根檢驗(yàn)法等。而單位根檢驗(yàn)法則是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中普遍應(yīng)用的一種檢驗(yàn)方法,它由Dicky和Fuller于1976年提出,稱為DF檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)僅適用于一階自回歸模型,并要求隨機(jī)干擾項(xiàng)具有白噪聲的特性。針對(duì)實(shí)際檢驗(yàn)中的高階自回歸過程,或隨機(jī)干擾項(xiàng)的白噪聲的時(shí)間序列,Dicky和Fuller對(duì)DF檢驗(yàn)進(jìn)行了擴(kuò)充,形成ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的三個(gè)模型為:進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí),首先檢驗(yàn)第三個(gè)模型,然后檢驗(yàn)第二個(gè)模型,最后檢驗(yàn)第一個(gè)模型。當(dāng)三個(gè)模型檢驗(yàn)的結(jié)果均不能拒絕原假設(shè)時(shí),則認(rèn)為該時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。若其中一個(gè)模型拒絕原假設(shè),則認(rèn)為該時(shí)間序列是平穩(wěn)的。(二)格蘭杰因果檢驗(yàn)時(shí)間序列變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)是要確定相關(guān)的兩個(gè)變量在時(shí)間上存在的滯后項(xiàng)是否包括在另一個(gè)變量的方程中,并確定兩個(gè)變量在時(shí)間上的因果關(guān)系是單向的還是雙向的。這種檢驗(yàn)只能建立在平穩(wěn)變量之間或存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量之間。設(shè)存在兩個(gè)相關(guān)的時(shí)間序列變量Y和X,利用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系,是通過檢驗(yàn)下述回歸模型完成的。模型中m為最大滯后階數(shù)。格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果可能存在三種情況:一是變量Y與X之間互不影響,不存在因果關(guān)系;二是變量Y與X之間存在單向的因果關(guān)系;三是變量Y與X之間相互影響,即存在雙向的因果關(guān)系。(三)經(jīng)典回歸分析協(xié)整是對(duì)非平穩(wěn)的變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述,也是進(jìn)行變量間因果關(guān)系回歸的前提。然而對(duì)于許多非平穩(wěn)的變量,不能使用經(jīng)典回歸模型進(jìn)行分析,否則會(huì)造成虛假回歸等問題。經(jīng)濟(jì)理論指出,一些經(jīng)濟(jì)變量之間確實(shí)存在某種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制。變量間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)就是要找出變量間是否存在這種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系,以使用經(jīng)典回歸的方法構(gòu)建回歸模型進(jìn)行研究。協(xié)整檢驗(yàn)最常用的方法是采用OLS對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸。設(shè)有時(shí)間序列Y和X,其協(xié)整檢驗(yàn)的步驟是:(四)關(guān)系檢驗(yàn)的形式協(xié)整檢驗(yàn)確立了變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,并通過因果關(guān)系檢驗(yàn)確定出這種關(guān)系的形式。在此基礎(chǔ)上,以變量間存在的這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng),將誤差修正項(xiàng)作為一個(gè)解釋變量與其它影響短期波動(dòng)的變量共同構(gòu)成誤差修正模型。通過測(cè)定居民的可支配收入與消費(fèi)支出之間的關(guān)系(一)確定低價(jià)下的價(jià)值函數(shù)和cex本文中所涉及的樣本數(shù)據(jù)為1978-2009年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出的年度數(shù)據(jù),來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。為討論和計(jì)算方便,以INC表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,單位為元;以CEX表示人均消費(fèi)支出,單位為元。為消除物價(jià)變動(dòng)的影響,采用以1978年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)INC和CEX進(jìn)行調(diào)整。為消除序列的異方差性,分別對(duì)原序列INC和CEX取對(duì)數(shù),記作LINC和LCEX。由圖1和圖2可以看出,取對(duì)數(shù)前后我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出具有相似的變化趨勢(shì),表明二者之間可能存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。(二)結(jié)果分析從圖2的變化趨勢(shì)可知,時(shí)間序列LINC和LCEX均具有共同的向上變化的趨勢(shì),即說明兩個(gè)序列是非平穩(wěn)的。利用ADF檢驗(yàn)的三個(gè)模型,以施瓦茨信息準(zhǔn)則作為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn),對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。由表1可以看出,序列LCEX和LINC的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值,表明LCEX和LINC為非平穩(wěn)的時(shí)間序列;一階差分后的序列△LCEX在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?c,t,0)時(shí)其ADF值的概率為0.0065,序列△LINC在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?c,0,0)時(shí)其ADF值的概率為0.0009,均小于5%的顯著水平,而故拒絕原序列存在單位根的假設(shè),因而原序列為一階單整序列,認(rèn)為兩時(shí)間序列LINC和LCEX可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。(三)普遍的人口預(yù)算和因子分析利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法確定序列LINC和LCEX之間因果關(guān)系的形式,依據(jù)AIC值進(jìn)行多次比較、測(cè)試得到檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知,滯后長(zhǎng)度為3期和4期的情況下LINC不是LCEX的格蘭杰原因的概率分別為0.0001和0.0018,在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè),認(rèn)為人均可支配收入是人均消費(fèi)支出的格蘭杰原因,即人均可支配收入的增加將導(dǎo)致人均消費(fèi)支出增加;LCEX不是LINC的格蘭杰原因的概率分別為0.6831和0.1504,在5%的顯著水平下接受原假設(shè),認(rèn)為人均消費(fèi)支出不是人均可支配收入的格蘭杰原因。由此可以看出,增加城鎮(zhèn)居民人均可支配收入能夠增加人均消費(fèi)支出,從而拉動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),促進(jìn)社會(huì)產(chǎn)出的增加。(四)長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),兩時(shí)間序列LEXC和LINC可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,故可以采用OLS對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整回歸。而通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)LCEX和LINC之間存在單向的因果關(guān)系,據(jù)此以LCEX為因變量進(jìn)行協(xié)整回歸。協(xié)整回歸估計(jì)兩序列間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系數(shù)據(jù)如表3所示。因而兩序列間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的回歸模型為:長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型的樣本決定系數(shù)為0.984788,屬于高度相關(guān)。而D.W統(tǒng)計(jì)量為0.308001,經(jīng)過對(duì)模型殘差序列進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)可知,長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型殘差序列存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性。為確保模型預(yù)測(cè)的有效性,需要在模型中加入合適的滯后項(xiàng)以消除模型的自相關(guān)性。經(jīng)過反復(fù)實(shí)驗(yàn)、模擬,最終確定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型為:最終確定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型的樣本決定系數(shù)為0.997363,D.W統(tǒng)計(jì)量為1.59942。LM檢驗(yàn)結(jié)果表明模型的殘差序列已不存在序列相關(guān)性,因而長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型的設(shè)定可能是正確的。而LCEX與LINC是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,則由長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型殘差序列是否平穩(wěn)決定。最終確定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型的殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。表4中殘差序列ADF檢驗(yàn)的結(jié)果小于顯著性水平為5%的臨界值,表明殘差序列是平穩(wěn)的。同時(shí)也說明我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出之間確實(shí)存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型表明兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期彈性為0.158,即我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長(zhǎng)1%,人均消費(fèi)支出增長(zhǎng)0.158%。(五)階差分誤差模型基于協(xié)整檢驗(yàn)所確定的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,以LCEX為因變量建立相應(yīng)的一階差分誤差修正模型。相應(yīng)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果:誤差修正模型殘差序列的基本特征本文基于誤差修正模型,從平穩(wěn)性檢驗(yàn)、因果關(guān)系檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型角度,利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)我國(guó)1978-2009年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行分析。據(jù)此,得出以下結(jié)論:一是序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明LINC和LCEX都是一階單整序列;協(xié)整檢驗(yàn)表明LINC和LCEX之間存在協(xié)整關(guān)系,即二者之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。二是格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)必然導(dǎo)致人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng),但人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)可以促進(jìn)人均可支配收入的增長(zhǎng)而不一定能夠?qū)е氯司芍涫杖氲脑鲩L(zhǎng)。三是誤差修正模型表明誤差修正項(xiàng)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出的長(zhǎng)期均衡關(guān)系具有較強(qiáng)的反向調(diào)節(jié)作用。首先,進(jìn)行協(xié)整回歸,以測(cè)定變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。采用的回歸模型為:其次,用ADF檢驗(yàn)的方法檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性。由于協(xié)整回歸模型中已有截距項(xiàng),則殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)中應(yīng)使用無截距項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。?dāng)拒絕原假設(shè)時(shí),則認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的,即時(shí)間序列Y和X是協(xié)整的。表明時(shí)間序列Y和X之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通常,誤差修正模型的一般形式為模型中ecm為誤差修正項(xiàng),ecm對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)將起到修正作用。如果t-1期的觀察值大于長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則ecmt-1為正,-λecmt-1為負(fù),因而對(duì)短期的偏離進(jìn)行反向的調(diào)整,使這種偏離回到均衡狀態(tài)。相反,如果t-1期的觀察值小于長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則ecmt-1為負(fù),-λecmt-1為正,因而對(duì)短期的偏離進(jìn)行正向的調(diào)整,使這種偏離回到均衡狀態(tài)。由表5的結(jié)果可以知道,誤差修正模型的全部解釋變量均已經(jīng)通過了顯著性檢驗(yàn),D.W統(tǒng)計(jì)量為1.822176,經(jīng)LM檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐钚蛄?/p>