福建省城鎮居民收入與消費的協整關系研究

趙子辰

（廈門大學，福建 廈門 351005）

一、引言

消費市場對國家宏觀經濟運行十分重要，尤其是在金融風暴之后，中國經濟若想保持持續的健康的增長，保持一個良好的經濟市場，必須運用正確的消費理論，才能對中國消費市場進行正確的宏觀調控。福建省地處東南沿海，外資企業眾多，受到金融風暴影響較大，因此本文從福建省城鎮消費研究入手，得到關于福建省收入-消費的關系和理論，給予福建省政府相應的政策建議。

二、理論及方法介紹

約翰·梅納德·凱恩斯在1936年出版的《就業、利息和貨幣通論》中提出了收入-消費函數。凱恩斯對于消費函數提出了三點猜測：首先，邊際消費傾向——額外1美元收入中用于消費的數額——其數值在0～1之間；第二，平均消費傾向的消費與收入之比隨收入的增加而下降；第三，收入是消費的主要決定因素，而利率對個體支出的短期影響是相對不重要的[1]。此后歐文·費雪的消費者跨期選擇、弗朗科·莫迪利亞尼的生命周期假說、米爾頓·弗里德曼的永久性收入假說和羅伯特·霍爾的隨機游走假說等又提出了影響消費的其他因素，如財富、預期未來收入、利率等。在現實生活中,影響居民消費的因素還有很多,如商品價格水平、消費者偏好、家庭財產狀況、消費信貸狀況、風俗習慣、政策環境、國際環境等[2]。

我國學者已在消費與收入方面進行了一些有益的探索：秦朵（1990）首次運用誤差修正模型來解釋中國居民收入與消費的關系問題，其用1952年至1987年的統計數據擬合，分析居民總消費與總收入之間的長期關系和影響消費短期波動的主要因素[3]；衡昌（2009）運用1978至2007年的年度消費和收入數據進行了廣東省城鄉居民收入-消費的實證研究[4]；唐功爽、張小斐等（2006）運用1980～2003年的年度數據對山東城鎮居民收入與消費進行了協整分析[5]；張本飛（2008）利用2007年《中國統計年鑒》的中國各地區城市居民收入-消費的截面數據對凱恩斯消費函數進行了實證分析[6]，等等。從已有研究成果來看，多數學者都認為收入對消費起決定性作用，這也對本文理論的正確性給予了一定保證。

協整分析（Co-integration)是20世紀80年代中后期以來數量經濟學領域應用較為廣泛的一種建模理論。傳統的線性回歸建模通常假定時間序列是平穩的，以保證普通最小二乘法得到的估計量是一致的，具有漸近的正態分布。但是多數經濟時間序列，如國內生產總值（GDP）、價格以及本文討論的消費和收入等宏觀經濟變量卻是非平穩的，對其做線性回歸時則可能產生所謂的偽回歸現象。處理此類問題的方法就是協整分析。對于兩個非平穩時間序列 {Xt}和{Yt}，如果{Xt}與{Yt}之間具有協整關系，那么{Xt}與{Yt}之間存在長期穩定或均衡的關系。

由于協整理論把時間序列分析中短期動態模型與長期均衡模型的優點結合起來，為非平穩時間序列的建模提供了很好的解決方法，所以本文決定使用協整分析的方法對福建省城鎮居民收入與消費的關系進行研究。

本文基于凱恩斯的收入-消費函數建立模型，運用ADF單位根檢驗對數據進行平穩性檢驗，然后用EG兩步法進行協整檢驗，建立長期均衡模型與誤差修正模型，得出相關結論和政策建議。

三、模型和數據

本文選取1991年至2013年的福建省城鎮居民人均可支配收入與福建省城鎮居民人均消費支出的年度數據，以1978年為基準的福建省城鎮居民消費價格指數進行平減，剔除價格因素，得到實際人均可支配收入（Xt）和實際人均消費支出(Yt)[8]。

設消費模型為：

lnYt是Yt的自然對數，lnXt是Xt的自然對數，dYt是Yt的一階差分，dXt是Xt的一階差分，ut為隨機誤差項。

首先運用 Eviews7 對Xt、Yt和 dXt、dYt進行描述性統計，畫出時序圖（圖1、圖2）。由此大概可以看出X、Y表現出明顯的非平穩性，它們的變化非常相似，具有一個共同的趨勢。而dXt、dYt表現得比較平穩。

圖1

圖2

接下來我們對 lnXt、lnYt、dlnXt、dlnYt運用 ADF 檢驗進行單位根檢驗。結果見表1?？芍猯nXt、lnY t在顯著性為5%時有單位根，不平穩；dlnYt、dlnXt在顯著性為5%時沒有單位根，具有平穩性。滿足協整檢驗的條件，下面進行協整檢驗：

表1 福建人均可支配收入與福建城鎮人均消費支出的單位根檢驗結果

c,t分別表示ADF檢驗中是否帶有常數項和趨勢項,k表示所采用的滯后階數值，臨界值是在5%水平下得到的。

按照EG兩步法進行協整檢驗,對lnYt和lnXt的年度數據進行OLS回歸,得模型如下:

式（1）中的et為殘差項。對et進行ADF檢驗，ADF統計量為-3.9485，小于顯著性水平為5%時的臨界值-1.9581，拒絕原假設，認為et平穩，說明兩個時間序列存在協整關系。意味著福建省城鎮居民人均消費與人均可支配收入之間存在著長期均衡，增長或減少具有協同效應[9]。

接下來進行EG檢驗第二步，建立誤差修正模型。

四、建立誤差修正模型

運用最小OLS對dlnYt和dlnXt、ECMt-1進行回歸，得到誤差修正模型：

其中：

vt為誤差修正模型的殘差項。實際值、擬合值、殘差值見圖3。

它反映了消費支出、可支配收入的短期波動偏離它們的長期均衡關系的程度。

圖3

為保證模型的優良性，我們對vt進行正態性檢驗，結果如下：

圖4

根據Q-Q圖（圖4）可以大致判斷殘差服從正態分布。此外，根據Jarque-Bera(JB)檢驗的結果：JB檢驗的p值為0.9095>0.05,不能拒絕原假設，因而認為殘差服從正態分布。

六、結論及政策建議

（一）福建省城鎮居民人均消費與人均可支配收入之間存在著長期均衡，人均可支配收入對人均消費支出起決定性作用，長期中消費-收入彈性約為0.8756，即收入每相對增加1%，那么消費相對增加0.8756%。福建省政府要想在長期中增加消費，主要還要從增加可支配收入入手。此外，政府還可以考慮刺激居民的自發性消費（β0）和收入消費彈性（β1）。

（二）短期修正模型ECM t-1的系數為-0.9217，符合相反調節機制，系數t值為-4.3733，p值為0.0003，系數顯著。說明在短期中，上一期對理論值的偏離在下一期中將得到約92.17%的修正，修正幅度較大。短期中，政府經常運用利率政策和貨幣政策對經濟進行刺激，也許在短期中消費市場可以得到短暫上升，但是在長期中，消費還是主要圍繞著收入波動（協同效應）。因此，這些短期刺激政策不是長8FDCsw之計。

[1] N.Gregpry Mankiw.Macroeconomics[M].第七版.北京：中國人民大學出版社，2011.422.

[2] 李鳳升，魏景柱，王夢妍.中國城鄉居民消費動態模型研究——基于相對收入消費 理論[J].中國石油大學學報，2011.6（27）:27-30

[3] 秦朵.居民消費與收入關系的總量研究[J].經濟研究，1990，(7).

[4] 衡昌.廣東省城鄉居民收入-消費的實證研究[J].安徽農業科學，2009.37（35）：84-88.

[5] 唐功爽，張小斐.山東城鎮居民收入與消費的協整分析[J].山東工商學院學報，2006.10(20):17410-17413.

[6] 張本飛.對凱恩斯消費的實證分析——以中國城市居民消費支出為例[J].現代經濟，2008（7）：26-28.

[7] 王維國.計量經濟學[M].大連:東北財經大學出版社，2002.

[8] 中國統計年鑒、福建省統計年鑒、CEIC中國經濟數據庫[DB/OL].

[9] Damodar N.Gujarati.經濟計量學精要[M].第 4版.北京：機械工業出版社，2010.286-287.