摘要：本文選取1978～2004年的《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，通過(guò)用1978年為基期的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)得到真實(shí)數(shù)據(jù)。運(yùn)用協(xié)整理論，對(duì)收入和消費(fèi)進(jìn)行分析，研究?jī)烧叩穆?lián)系，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)同持久收入之間雖然在短期內(nèi)存在波動(dòng)和距離，但兩者之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，政府要通過(guò)提高居民的持久性收入來(lái)提高居民的總體消費(fèi)水平。

關(guān)鍵詞：可支配收入 消費(fèi) 單整檢驗(yàn) 協(xié)整分析

一 、 引言

凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)指出消費(fèi)與收入之間存在一種以經(jīng)驗(yàn)為依據(jù)的穩(wěn)定依存關(guān)系。此后消費(fèi)理論經(jīng)過(guò)了長(zhǎng)久發(fā)展，弗里德曼提出恒久收入消費(fèi)函數(shù)，莫迪利安尼的生命周期消費(fèi)函數(shù)，這些模型都促進(jìn)了消費(fèi)理論的發(fā)展，為我們研究消費(fèi)問(wèn)題提供了理論依據(jù)。消費(fèi)作為宏觀經(jīng)濟(jì)變量，決定著產(chǎn)品的需求，從而影響到生產(chǎn)和就業(yè)水平乃至整個(gè)經(jīng)濟(jì)水平，因此對(duì)居民消費(fèi)行為的研究，尤其對(duì)影響居民消費(fèi)行為因素的研究就顯得更加重要。內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度居我國(guó)地區(qū)排名的前列，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民的消費(fèi)起到多大的推動(dòng)作用，這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不是一種持續(xù)增長(zhǎng)都有待研究。本文從協(xié)整的角度對(duì)收入和消費(fèi)進(jìn)行研究，旨在探求內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

右圖給出了從1978～2004年內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出曲線(xiàn)。如圖所示，消費(fèi)和收入的走勢(shì)從1995年開(kāi)始分叉，且距離越來(lái)越遠(yuǎn)。這種現(xiàn)象表明：在1995年以前，消費(fèi)和收入的長(zhǎng)期關(guān)系是相對(duì)穩(wěn)定的。在1995年以后，居民的不確定性支出增加，經(jīng)濟(jì)生活中的不確定性因素增多，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)率的降低。但兩者之間存在一定的比例關(guān)系，所以從整體上來(lái)看還是存在均衡關(guān)系的。

在許多實(shí)證分析中都采用自然對(duì)數(shù)做協(xié)整分析，這樣做既不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，又容易得到平穩(wěn)序列。本文也是采用這種方法進(jìn)行分析。

二、單位根檢驗(yàn)理論簡(jiǎn)介

傳統(tǒng)的回歸方法一般假定所用的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。如果序列是不平穩(wěn)的，用計(jì)量模型做統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，關(guān)于參數(shù)的一些統(tǒng)計(jì)量的分布不再是標(biāo)準(zhǔn)分布，所做的回歸是一種“偽”回歸。根據(jù)協(xié)整的定義，如果消費(fèi)與收入之間存在協(xié)整關(guān)系，二者必須是同階單整的。因此，協(xié)整分析的第一步就是考察每個(gè)變量單整的階數(shù)。如果消費(fèi)與收入都是平穩(wěn)時(shí)間序列，即它們都是零階單整的，就沒(méi)有必要做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。因?yàn)?，平穩(wěn)時(shí)間序列滿(mǎn)足古典性回歸模型，可以直接用最小二乘法估計(jì)參數(shù)；如果消費(fèi)和收入不是同階單整的，則二者之間肯定不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也即不存在協(xié)整關(guān)系。

推斷變量單整的階數(shù)時(shí)，最常用的方法是ADF。ADF檢驗(yàn)的一般方程是：

yt，=a0+ryt-1+b1 yt-1.+b2 yt-2，+……bmyt-m，+ut

其中u為白噪聲，”，”為差分算子，a為常數(shù)項(xiàng)，t為趨勢(shì)因素。并做假設(shè)檢驗(yàn)：h0：r=0，h1：r＜0。如果接受h0意味著序列y 包含單位根，即y是非平穩(wěn)的。反之，y是平穩(wěn)的。ADF檢驗(yàn)的核心是考察r是否為零。利用內(nèi)蒙古居民可支配收入和消費(fèi)支出得到ADF的檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由此表可知，(Logx)，和(logy)，的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于顯著性水平0.01，0.05時(shí)的臨界值，這表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列 (Logx)，和(logy)，都不存在單位根，是平穩(wěn)序列。故 (Logx)，和(logy)，均為一階單整，二者可能存在協(xié)整關(guān)系。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

設(shè)消費(fèi)函數(shù)為：yt=a0+a1*xt+ut

如果xt和yt這兩個(gè)同階單整變量的線(xiàn)性組合， ut=yt-a0-a1*xt 為平穩(wěn)時(shí)間序列，則此式就反映收入與消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系：其中ut為均衡誤差。因?yàn)閡t是不可觀測(cè)的，我們實(shí)際上只能考察它的估計(jì)量，也即殘差et。而最小二乘法得到的殘差平方和是最小的，也即使得殘差的方差達(dá)到了最小，單位根檢驗(yàn)傾向于得出殘差為平穩(wěn)時(shí)間序列的結(jié)論。

由于logx和logy都是一階單整的，滿(mǎn)足做協(xié)整檢驗(yàn)的前提，可考慮兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。本文采用engle—granger法對(duì)logy和logx變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，做logx關(guān)于logy的最小二乘回歸，得到方程為：logy=0.269+0.94logx

（2.75）（71.02）

其中， R2=0.995， F=5044.432。將回歸的殘差項(xiàng)et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，經(jīng)嘗試，一個(gè)不包括截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和差分滯后項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ惋@示：在1% 的置信水平下，et的顯著性水平為-3.7076；在5%的置信水平下，et的顯著性水平為-2.9798；在10%的顯著性水平下，et的顯著性水平為-2.6290。可見(jiàn)，在5%得顯著性水平下，拒絕存在單位根的假設(shè)，表明殘差序列et是平穩(wěn)的。

根據(jù)engle—granger兩步法原理，上述協(xié)整回歸方程不僅揭示了內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)的影響度，而且表明它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從協(xié)整方程式可以看出，收入每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，消費(fèi)變動(dòng)0.94個(gè)百分點(diǎn)。因此，該協(xié)整回歸方程具有現(xiàn)實(shí)意義。

利用上述結(jié)果，用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)得到以下關(guān)系：

(logy)，=0.032+0.711 (Logx)，-0.57et-1+ut

（1.2） （3.94）（-2.9）

其中 et-1為 logyt-1-0.686791-0.868097logxt-1

上面誤差修正模型描述了均衡誤差對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)短期動(dòng)態(tài)的的影響。誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合運(yùn)行機(jī)制。從誤差修正模型來(lái)看，兩者的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系是，城鎮(zhèn)居民收入短期內(nèi)每變動(dòng)一個(gè)單位，消費(fèi)將同方向變動(dòng)0．711個(gè)單位。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的收斂機(jī)制是：（1）logyt-1-0.686791-0.868097logxt-1大于等于0時(shí)，et-1對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)起減少作用（2）反之當(dāng)其小于等于0時(shí)，對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)起增長(zhǎng)作用。內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與居民收入水平之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，即居民收入與消費(fèi)之間存在動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。誤差修正模型反映了短期動(dòng)態(tài)影響。

四、結(jié)論

（一）收入和消費(fèi)之間確實(shí)存在緊密的聯(lián)系，說(shuō)明提高收入水平會(huì)刺激居民消費(fèi)

0．771和0．868097充分說(shuō)明了提高收入與提高消費(fèi)水平之間的緊密程度。在需要拉動(dòng)內(nèi)需的時(shí)代，要明確提高收入水平對(duì)拉動(dòng)需求有重大意義。因?yàn)橥顿Y進(jìn)行生產(chǎn)的目的是消費(fèi)，如果沒(méi)有強(qiáng)有力的消費(fèi)需求，生產(chǎn)就會(huì)萎縮，不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

（二）從長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡來(lái)看，居民的長(zhǎng)期收入變動(dòng)1個(gè)單位，消費(fèi)變動(dòng)0．868097個(gè)單位

從短期動(dòng)態(tài)均衡來(lái)看，居民的收入變動(dòng)一個(gè)單位，消費(fèi)變動(dòng)0．711個(gè)單位。說(shuō)明居民的消費(fèi)受持久收入的影響較大，只有提高居民的恒久收入才能對(duì)居民的消費(fèi)水平產(chǎn)生較大影響。這符合在前面圖中所顯示的居民收入水平和消費(fèi)之間存在較大的分叉，產(chǎn)生的原因是隨著住房、教育、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會(huì)保障制度的改革，居民的不確定性支出增加，這些不確定性的存在使越來(lái)越多的居民將收入的大部分儲(chǔ)蓄起來(lái)，而不是進(jìn)行消費(fèi)。只有在持久收入增加的前提下，居民的消費(fèi)心理才能增強(qiáng)才敢于增加消費(fèi)，因此，增加居民的持久收入對(duì)提高消費(fèi)水平是至關(guān)重要的，對(duì)經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)增長(zhǎng)也起著關(guān)鍵的作用。

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