王亞楠

摘 要：本文以河北省為研究對(duì)象，主要對(duì)河北省城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出和人均收入之間的關(guān)系進(jìn)行了定量研究，并對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的情況進(jìn)行對(duì)比研究。論文首先分析1997年～2014年河北省城鄉(xiāng)居民的人均消費(fèi)支出和收入現(xiàn)狀；然后，介紹用于人均消費(fèi)支出和人均收入定量分析的計(jì)量模型。文章在協(xié)整的基礎(chǔ)上建立回歸方程，得到變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，說明人均收入的提高能拉動(dòng)人均消費(fèi)支出。為了研究在短期上的均衡關(guān)系，文章建立誤差修正模型進(jìn)行分析，刻畫了人均收入對(duì)人均消費(fèi)支出的短期影響。

關(guān)鍵詞：人均消費(fèi)；人均收入；協(xié)整分析；誤差修正模型

一、河北省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)現(xiàn)狀

1.農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀分析

根據(jù)《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒》上河北省農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)可以看出農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出（cons）和人均純收入（i）曲線呈上升趨勢(shì)，說明河北省農(nóng)村居民消費(fèi)水平和收入不斷提高。2006年～2014年的人均消費(fèi)和人均收入增長(zhǎng)加速，增勢(shì)明顯。1997年～2006年人均收入與人均消費(fèi)的差額明顯小于2006年～2014年的差額，實(shí)際人均收入與實(shí)際人均消費(fèi)之間的差距開始擴(kuò)大，但仍然保持一種共同增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。之后兩者上升趨勢(shì)大致持平。

2.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)現(xiàn)狀分析

城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（cons）和人均可支配收入（i）曲線大致呈上升趨勢(shì)，說明我省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和收入不斷提高。分析上升趨勢(shì)分兩段，由1997年～2014年的數(shù)據(jù)可以看出1997年～2004年增長(zhǎng)比較平緩，上升趨勢(shì)小于2004年～2014年的上升趨勢(shì)?？傮w看來實(shí)際人均收入和實(shí)際人均消費(fèi)支出保持同步增長(zhǎng)。

二、河北省農(nóng)村居民消費(fèi)行為的實(shí)證分析

本文利用協(xié)整理論、相關(guān)分析以及誤差修正模型對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證分析。

1.單位根檢驗(yàn)

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檢驗(yàn)結(jié)果表明，在給定顯著性水平下，變量Lcons，Li對(duì)應(yīng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后得各變量在10%顯著性水平下平穩(wěn)，表明Lcons，Li是一階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

第一步：建立Lcons對(duì)Li的回歸模型：

Lcons=0.557+0.889Li （1）

從回歸結(jié)果中可看出，R2=0.991775說明方程的擬合程度好，方程自變量對(duì)因變量的解釋能力非常強(qiáng)。并且回歸系數(shù)均通過了t檢驗(yàn)，說明各解釋變量影響顯著。由（1）式可知農(nóng)村居民人均消費(fèi)對(duì)人均收入的彈性約為0.889，即人均收入每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，人均消費(fèi)將增長(zhǎng)0.889個(gè)百分點(diǎn)。這說明人均收入對(duì)農(nóng)村居民人均消費(fèi)具有重要的拉動(dòng)作用。

第二步：對(duì)模型估計(jì)殘差序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)值為-4.081，小于各顯著性水平下的臨界值，p值為0.0005。因此可以認(rèn)為殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明Lcons和Li具有協(xié)整關(guān)系。（1）式即河北省農(nóng)村居民人均消費(fèi)和人均收入的協(xié)整方程。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

由上文檢驗(yàn)，Lcons和Li均為一階單整序列且具有一階協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下。

在90%的置信水平下，原假設(shè)Li不是Lcons的格蘭杰原因下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量6.76090，相伴概率0.02097，拒絕原假設(shè)。原假設(shè)Lcons不是Li的格蘭杰原因下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量0.03479，相伴概率，接受原假設(shè)。

這表明，對(duì)河北省農(nóng)村居民而言，人均消費(fèi)支出和人均收入之間存在單向的因果關(guān)系，即人均收入是人均消費(fèi)增長(zhǎng)的原因，而人均消費(fèi)支出不是人均收入變化的原因。也就是說，河北省農(nóng)村居民人均收入的增加將帶動(dòng)人均消費(fèi)支出快速增長(zhǎng)，但人均消費(fèi)支出對(duì)人均收入的促進(jìn)作用較弱。

4.誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)證明序列Lcons和Li之間存在協(xié)整關(guān)系，故可建立誤差修正模型（ECM）。

誤差修正方程為：

DLcons=-0.824Ecm（t-1）+0.849DLi（2）

回歸結(jié)果中DLi和Ecm（t-1）的斜率系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的p值分別為0.0000和0.0052，它們均顯著不為零。且Ecm（t-1）的系數(shù)為-0.824，體現(xiàn)了誤差修正機(jī)制對(duì)變量Lcons短期波動(dòng)的修正作用，恰好與Lcons與Li存在長(zhǎng)期均衡數(shù)量關(guān)系相吻合。因此，可以利用誤差修正模型分析Li對(duì)Lcons的短期影響。由DLi的系數(shù)為0.849可知，若Li上升一個(gè)百分點(diǎn)，則在短期內(nèi)Lcons上升約0.849個(gè)百分點(diǎn)。顯然，該值小于由協(xié)整方程給出的Lcons上升0.889個(gè)百分點(diǎn)的長(zhǎng)期變動(dòng)幅度。

三、河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在給定顯著性水平下，變量Lcons，Li對(duì)應(yīng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后Lcons的ADF值為-4.339，Li的ADF值為-3.789。一階差分后各變量在10%顯著性水平下平穩(wěn)，表明Lcons，Li是一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

第一步：建立Lcons對(duì)Li的回歸模型得樣本回歸函數(shù)（這是Lcons與Li之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系）：

Lcons=0.978Li（3）

城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)對(duì)人均收入的彈性約為0.978，即人均收入每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，人均消費(fèi)將增長(zhǎng)約0.978個(gè)百分點(diǎn)。這說明人均收入對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)具有重要的拉動(dòng)作用，且作用比農(nóng)村居民的明顯。

第二步：對(duì)模型估計(jì)殘差序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)

殘差A(yù)DF檢驗(yàn)值為-2.410，p值是0.0194，小于顯著性水平10%下的臨界值，因此可以認(rèn)為殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明Lcons和Li具有協(xié)整關(guān)系。（3）式即河北省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均收入的協(xié)整方程。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

由上文檢驗(yàn)，Lcons和Li均為一階單整序列且具有一階協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

在90%的置信水平下，原假設(shè)Li不是Lcons的格蘭杰原因下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量9.15928，相伴概率0.00906，接受原假設(shè)。原假設(shè)Lcons不是Li的格蘭杰原因下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量2.30713，相伴概率0.15104，接受原假設(shè)。Li是Lcons的格蘭杰原因，而Lcons不是Li的格蘭杰原因。這表明，對(duì)河北省城鎮(zhèn)居民而言，人均消費(fèi)支出和人均收入之間存在單向的因果關(guān)系，即人均收入是人均消費(fèi)增長(zhǎng)的原因。

4.誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)證明序列Lcons和Li之間存在協(xié)整關(guān)系，故可建立誤差修正模型（ECM）。

誤差修正方程為：

DLcons（t）=-0.427Ecm（t-1）+0.885DLi（t） （4）

以E（t-1）為誤差修正項(xiàng)Ecm（t-1）的估計(jì)值，利用OLS法可得如上誤差修正模型。

估計(jì)結(jié)果表明。河北省城鎮(zhèn)居民短期人均消費(fèi)對(duì)人均收入的彈性為0.885.長(zhǎng)期為0.978；與相對(duì)應(yīng)的均衡點(diǎn)的值時(shí)，即t-1期的非均衡誤差為正時(shí)，由于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，必然對(duì)t期的△Li值有反向調(diào)整作用，從而導(dǎo)致t期的Li值回落，反之亦然?？傊ㄟ^對(duì)前一期的非均衡誤差的調(diào)節(jié)，總會(huì)使得人均消費(fèi)和人均收入保持在一個(gè)大體平衡的軌道上運(yùn)行。

回歸結(jié)果中DLi和Ecm（t-1）的斜率系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的p值分別為0.0452和0.0000，它們均顯著不為零。且Ecm（t-1）的系數(shù)為-0.427，體現(xiàn)了誤差修正機(jī)制對(duì)變量Lcons短期波動(dòng)的修正作用，誤差修正項(xiàng)以42.7%的比例對(duì)下一年的DLcons的取值產(chǎn)生影響。因此，可以利用誤差修正模型分析Li對(duì)Lcons的短期影響。

四、實(shí)證結(jié)論

河北省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)的對(duì)數(shù)和人均收入的對(duì)數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，誤差修正模型進(jìn)一步肯定這種長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，同時(shí)也表明在短期內(nèi)，人均收入的對(duì)數(shù)與人均消費(fèi)的對(duì)數(shù)之間有偏離均衡關(guān)系的可能性，但其均衡狀態(tài)可以較快恢復(fù)。綜上所述，通過上述定量分析方法，可以得出如下結(jié)論：

1.1997年～2014年河北省城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入與實(shí)際消費(fèi)存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，。這說明在長(zhǎng)期，收入增長(zhǎng)是制約居民消費(fèi)增長(zhǎng)的重要因素。收入和消費(fèi)存在長(zhǎng)期共同增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系，這符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)測(cè)。要刺激居民消費(fèi)增長(zhǎng)，必須考慮提高居民的收入。在長(zhǎng)期，收入的增長(zhǎng)能帶動(dòng)和維持居民持續(xù)的消費(fèi)增長(zhǎng)。

2.無論從長(zhǎng)期還是短期范圍來看，農(nóng)村居民的消費(fèi)收入彈性都要小于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)收入彈性。這種差別可能在于：

（1）農(nóng)村居民純收入用途的多元化。

（2）農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境較差，制約農(nóng)村居民消費(fèi)的實(shí)現(xiàn)。

（3）農(nóng)村居民更傾向于預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

3.式（2），（4）式中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)。這個(gè)結(jié)論與誤差修正機(jī)制相一致，其中農(nóng)村居民誤差修正模型的誤差修正系數(shù)大于城鎮(zhèn)居民的誤差修正系數(shù)，說明農(nóng)村居民的誤差修正項(xiàng)對(duì)下一年的DLcons的取值影響大，調(diào)整幅度比城鎮(zhèn)居民明顯。

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