摘 要：本文根據(jù)廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：第一，廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出之間存在長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，廣東人均可支配收入增長(zhǎng)1%可以拉動(dòng)廣東人均消費(fèi)支出0.896534%。第二，在短期內(nèi)廣東省人均消費(fèi)支出偏離長(zhǎng)期均衡值時(shí)，系統(tǒng)將會(huì)有修正機(jī)制使人均消費(fèi)支出趨向長(zhǎng)期均衡值。

關(guān)鍵詞：人均可支配收入；人均消費(fèi)支出；協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

廣東省是出口導(dǎo)向型的省份，在外部經(jīng)濟(jì)不景氣的情況下，擺脫對(duì)外來(lái)需求的過(guò)度依賴(lài)需要進(jìn)一步擴(kuò)大本省居民的消費(fèi)需求，只有將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力切實(shí)的轉(zhuǎn)到依靠?jī)?nèi)需的基礎(chǔ)上，才能真正實(shí)現(xiàn)廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)成功轉(zhuǎn)型。因此，對(duì)居民消費(fèi)進(jìn)行研究具有重要意義。而誤差修正模型（ECM）的優(yōu)點(diǎn)是可以將解釋變量的長(zhǎng)期與短期作用分離開(kāi)來(lái)，并把長(zhǎng)期作用機(jī)制顯示出來(lái)。所以，本文運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型（ECM） 分析方法對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

國(guó)內(nèi)很多學(xué)者運(yùn)用協(xié)整理論來(lái)研究消費(fèi)與收入的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。易丹輝、孫鳳（1999）根據(jù)協(xié)整理論分析了我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)的關(guān)系，根據(jù)1952年到1997年的數(shù)據(jù)，得出我國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)在1952年到1997年之間始終存在著動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。蘇明君（2002）根據(jù)1978到1998的數(shù)據(jù)分析得出遼寧省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系。岳紅梅（2004）利用協(xié)整理論對(duì) 1978- 2003年間湖南省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出的年度 據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的分析， 結(jié)果表明， 1978 - 2003年間湖南省城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)之間存在著協(xié)整關(guān)系， 并據(jù)此建立了相應(yīng)的誤差修正模型。唐功爽，張小斐（2006）運(yùn)用協(xié)整理論， 對(duì)山東城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與人均消費(fèi)性支出進(jìn)行了實(shí)證分析。得出的結(jié)論是：1980-2003年， 城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入具有協(xié)整關(guān)系，居民的消費(fèi)主要取決于居民的收入。蘇飛（2011）以1984 -2009 年安徽省的相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料為樣本，從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)角度進(jìn)行協(xié)整分析，并在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建誤差修正模型。結(jié)果表明： 安徽省城鎮(zhèn)居民及農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)之間均存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。要促進(jìn)安徽省城鎮(zhèn)及農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，長(zhǎng)期來(lái)看，刺激消費(fèi)的政策是無(wú)效的，切實(shí)增加城鎮(zhèn)居民、尤其是農(nóng)村居民收入才是有效的。

二、廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型構(gòu)建與變量選擇數(shù)據(jù)說(shuō)明。本文根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)函數(shù) C=α+βY 構(gòu)建城鎮(zhèn)居民收入-消費(fèi)模型Ct=α+βYt

+εt， Ct 表示城鎮(zhèn)居民平均每人在 t 期的消費(fèi)性支出，α表示自發(fā)性消費(fèi)，β表示邊際消費(fèi)傾向，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了剔除時(shí)間序列分析過(guò)程中異方差影響，對(duì)兩個(gè)變量 取 自 然 對(duì) 數(shù) ，即所建模型為L(zhǎng)NRCt=α+βLNRYt+εt， 此時(shí)β表示消費(fèi)對(duì)收入的彈性。

本文選取1978到2013年的廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入RY和人均消費(fèi)支出RC的數(shù)據(jù)來(lái)研究廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出的均衡關(guān)系。本文以1978年為基期，對(duì)RY和RC進(jìn)行調(diào)整，以消除物價(jià)變動(dòng)的影響。這些數(shù)據(jù)均來(lái)源于2014年廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒。RC和RY的時(shí)間序列圖，見(jiàn)圖1。

為了消除時(shí)間序列分析過(guò)程中異方差的影響，對(duì)兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)NRY和LNRC。LNRY和LNRC的散點(diǎn)圖，見(jiàn)圖2.由圖2可知，LNRC和LNRY之間可能存在一定的穩(wěn)定關(guān)系。

（二）單位根檢驗(yàn)。非平穩(wěn)時(shí)間序列做回歸分析時(shí)，容易產(chǎn)生虛假回歸，所以，應(yīng)該對(duì)LNRC和LNRY進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)LNRC和LNRY序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，LNRC和LNRY的ADF值均大于在5%顯著性水平上的臨界值，所以，LNRC和LNRY均是不平穩(wěn)時(shí)間序列。為了避免直接建立回歸模型可能產(chǎn)生的偽回歸現(xiàn)象，對(duì)LNRC和LNRY的一階差分進(jìn)行類(lèi)似的單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)LNRC和LNRY的一階差分的ADF值均小于在5%的顯著性水平上的臨界值，所以它們是平穩(wěn)序列。LNRC和LNRY以及它們的一階差分的ADF檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表1。由此我們可以知道LNRC和LNRY都是一階單整序列。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)。由于LNRC和LNRY都是一階單整序列，所以應(yīng)該進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定二者之間是否存在協(xié)整。而協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)就是檢驗(yàn)協(xié)整回歸方程的殘差是否存在單位根。如果LNRC和LXRY的序列協(xié)整的，建立的關(guān)于兩個(gè)變量的回歸方程的殘差項(xiàng)將是平穩(wěn)的。我們建立如下協(xié)整回歸方程：

LNRCt=α+βLNRYt+et

利用最小二乘法對(duì)上式子進(jìn)行估計(jì)，可以得到：

對(duì)et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以知道et是平穩(wěn)的，不存在單位根。所以，LNRC和LNRY之間存在著協(xié)整關(guān)系，即表明了廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）建立誤差修正模型。由于LNRC和LNRY兩個(gè)非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是在短期中可能出現(xiàn)偏離均衡的關(guān)系。因此，我們可以用殘差項(xiàng)作為誤差修正項(xiàng)， 建立誤差修正模型。以ΔLNRCt為被解釋變量，以ΔLNRYt以及誤差修正項(xiàng)的滯后一階ECMt-1為解釋變量建立誤差修正模型。

該誤差修正模型的參數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，也通過(guò)了方程顯著性檢驗(yàn)，而且方程的擬合程度也較高，該誤差修正模型描述了均衡誤差對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出短期動(dòng)態(tài)的影響。

三、結(jié)論

（1）從長(zhǎng)期來(lái)看，廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出這兩個(gè)變量存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)一個(gè)單位，可以拉動(dòng)廣東人均消費(fèi)支出0.896534個(gè)單位，說(shuō)明廣東省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)廣東的人均消費(fèi)支出影響巨大。（2）由誤差修正模型可知，在短期內(nèi)，廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入提高10%，廣東人均消費(fèi)支出將提高5.85%，說(shuō)明廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)廣東省人均消費(fèi)支出影響很大，而誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。當(dāng)廣東的人均可支配收入的短期波動(dòng)使人均消費(fèi)支出偏離均衡值時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以

- 0.728657的力度將人均消費(fèi)支出拉回長(zhǎng)期均衡值，也就是說(shuō)當(dāng)某一期的人均消費(fèi)支出速度偏高，在誤差修正項(xiàng)的作用下，下一期的人均消費(fèi)支出將會(huì)有所調(diào)低。而如果，某一期的人均消費(fèi)支出速度偏低，在誤差修正項(xiàng)的影響下，下一期的人均消費(fèi)支出速度將會(huì)有所提高。（3）從協(xié)整回歸方程和誤差修正方程可知，廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入短期變動(dòng)對(duì)廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配支出的的影響小于廣東人均可支配支出長(zhǎng)期變動(dòng)對(duì)廣東省人均消費(fèi)支出的影響。

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