一、變量與樣本的選取

本文選取1985年～2006年的河北省城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出住戶抽樣調(diào)查資料進(jìn)行分析研究，所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來自各年《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。用各年全省商品零售價(jià)格總指數(shù)除名義收入得到實(shí)際可支配收入，變量記為X；用各年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)除名義消費(fèi)支出得到實(shí)際消費(fèi)支出，變量記為Y。（均以1985年的價(jià)格為100）

下文將從協(xié)整的角度，利用1985年～2006年河北省城鎮(zhèn)居民可支配收入X與消費(fèi)支出Y的時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立模型，旨在探求可支配收入與消費(fèi)支出之間的短期動(dòng)態(tài)與長期均衡關(guān)系。在研究過程中為了消除或減小時(shí)序數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)原序列分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，生成新序列LX 、LY。以下分析使用的統(tǒng)計(jì)軟件為Eviews3.1。

二、變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

我們采用Granger因果關(guān)系法來檢驗(yàn)變量LX與變量LY之間是否存在因果關(guān)系（見表1）。

由表1可知，在滯后2期，原假設(shè)Y不是X的Granger原因不能被拒絕，而X不是Y的Granger原因被拒絕。其他滯后期的檢驗(yàn)有類似結(jié)果，表明收入X是消費(fèi)Y的Granger原因。這樣，我們就有可能用回歸分析來解釋消費(fèi)與收入的依存性問題。

三、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——單位根檢驗(yàn)

如果一個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過d次差分后變成平穩(wěn)序列，則稱原序列為d階差分序列，有d個(gè)單位根，記為I(d)。常把時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)稱為單位根檢驗(yàn)，這里我們用ADF檢驗(yàn)。若檢驗(yàn)結(jié)果兩個(gè)變量都是同階單整變量，則它們之間可能會(huì)有協(xié)整關(guān)系（見表2）。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：變量LX和LY的原始序列和它們的一階差分序列在10%的置信水平下都是非平穩(wěn)的，但它們經(jīng)過二階差分后均在5%的置信水平上是平穩(wěn)的，即變量LX和LY都是二階單整序列，即I(2)過程。這樣變量LX和LY之間具備協(xié)整檢驗(yàn)的必要條件。

四、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

進(jìn)一步用E-G兩步法對(duì)LX與LY的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先用OLS方法估計(jì)LX與LY的回歸式，結(jié)果如下：

LY=0.6748+0.8929Lk，R2=0.99，DW=0.667。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)殘差序列存在自相關(guān)。對(duì)居民收入與消費(fèi)回歸模型，考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，首先設(shè)定為:LYt=α0+α1LYt-1+α2LYt-2+α3LXt+α4LXt-1+α5LXt-2+ωt用最小二乘法估計(jì)參數(shù)，逐步剔除不顯著變量后得到LX與LY的分布滯后ADL(1，1)模型：

LYt=0.3649+.04670LYt-1+1.1224LYt-0.6506LXt-1 (1)

R2=0.99 LM(2)=0.84

由此可初步認(rèn)為模型（1）反映的是LX與LY的長期穩(wěn)定關(guān)系。對(duì)殘差序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見表3）。

由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-3.39小于顯著性水平0.05時(shí)的臨界值-3.03，因此可以認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明LX與LY具有協(xié)整關(guān)系，因此(1)式描述的是收入消費(fèi)之間的某種長期關(guān)系，至此可以認(rèn)為城鎮(zhèn)居民的年人均可支配收入與年人均消費(fèi)性支出之間存在長期均衡的關(guān)系。

對(duì)ADL(1，1)模型(1)移項(xiàng)整理，得到兩個(gè)變量的誤差修正（ECM）模型：

△LYt=0.3649+1.1224△LXt-0.5329ecmt-1 (2）

調(diào)整的R2=0.84，d=2.03，F(xiàn)=55.44，相伴概率很小，模型的其他檢驗(yàn)均能通過， 其中△LYt為序列LYt的一階差分序列，△LXt為序列LXt的一階差分序列，誤差修正項(xiàng)ecm=LY-0.8852LX，協(xié)整向量為(1，-0.8852)。

五、模型解釋與結(jié)論

根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量， 本期可支配收入的變化將引起居民消費(fèi)支出的相同方向的變化，模型(2)解釋了因變量LY的短期波動(dòng) 是如何被決定的。一方面，它受自變量短期波動(dòng)△LY的影響，如果收入變化1%， 將引起居民消費(fèi)支出變化1.1%，另一方面，取決于ecm ，它反映了變量在短期波動(dòng)中偏離長期均衡關(guān)系的影響程度，ecmt-1的系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度，系數(shù)估計(jì)值為-0.5329，表明ecm對(duì)消費(fèi)支出的調(diào)整力度還是比較大的。

從以上模型可看到，1985年～2006年間，河北省城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制自發(fā)地調(diào)節(jié)二者內(nèi)部的比例關(guān)系。收入作為調(diào)控消費(fèi)的工具， 其作用是相當(dāng)大的，收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，也是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)。因而，要提高消費(fèi)水平首先要提高城鎮(zhèn)居民的實(shí)際收入水平，使居民不僅有錢可花， 而且有錢敢花。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文