基于消费函数的城镇居民收入与消费关系实证分析.pdf

龙源期刊网 http:/基于消费函数的城镇居民收入与消费关系实基于消费函数的城镇居民收入与消费关系实证分析证分析作者：曹文方来源：商业时代2011 年第 16 期 中图分类号：G206 文献标识码：A内容摘要：本文利用浙江绍兴1986-2008年的时间序列数据，对城镇居民的人均可支配收入与消费之间的关系进行协整检验，结果表明人均收入与消费之间存在长期稳定的均衡关系，再通过误差修正模型研究对长期均衡关系的短期动态调整，并运用Granger因果关系检验说明城镇居民消费是收入的主要原因。因此，可以通过增加居民收入，完善社会保障制度，健全消费信贷制度等政策来促进城镇居民消费。关键词：单位根检验协整检验 误差修正模型 Granger因果检验问题提出在经典经济学理论中，关于消费函数理论，收入和消费的依存关系表现为线性函数形式UCt=+UIt+et，UCt为城镇居民家庭平均每人全年消费性支出，UIt为城镇居民家庭平均每人全年可支配收入，为自发消费，为边际消费倾向，et为随机误差。许多著名经济学家从不同的角度来研究消费函数理论，最初的研究始于凯恩斯的绝对收入假说，之后有 ASmithies的基于绝对收入水平的短期消费假说、J.SDuesenberry的基于相对收入水平的短期消费假说、Modigliani的生命周期消費假说和M.Friedman的持久收入消费假说等，这些模型的研究推进了消费函数理论的发展，然而他们都缺乏严格的逻辑论证。20世纪 80年代中后期，计量经济学中出现了一种应用较为广泛的建模理论，即协整理论，协整关系是指两个经济变量存在各自的长期趋势，但是如果他们具有协整关系，则两个变量之间存在着长期稳定的均衡关系。之后，由恩格尔和格兰杰研究出来的误差修正模型（EMC）用协整组合的均衡误差对模型进行修正，从而将短期与长期行为联系起来，消费函数理论进入了新的领域。Granger因果关系检验不是检验逻辑上的因果关系，而是看变量间的先后顺序，是否存在一个变量的前期信息会影响到另一个变量的当期。许多学者已经在消费与收入方面进行了一些有益的研究。薛襄稷（2005）等根据 1978-2002年的相关数据对我国城镇居民收入消费的关系进行协整研究。曹鑫（2007）等运用 1981-2004年数据，建立了广西城乡居民收入与消费的龙源期刊网 http:/协整和误差修正模型；储德银（2009）等根据 1990-2007年的相关数据，对我国农村居民的消费和收入关系进行协整研究，并运用格兰杰检验说明农村居民人均收入是消费的格兰杰检验。随着经济水平的提高和人们消费行为的多样化，消费行为及其规律的把握在宏观经济运行中具有重要的地位，人们对收入消费相关领域的关注愈发具有理论和现实意义。通过经济运行中的一个突出特点就是地区发展不平衡，目前消费行为的研究中全国性的消费函数较多，但对于不同地区的分析特别是经济发达地区的研究较少。因此，本文从协整的角度，对1986-2008年绍兴城镇居民收入消费关系进行研究，探求收入消费之间的动态均衡关系。数据说明与处理改革开放以来，我国经济运行呈现与改革开放前不同的特点，居民收入有较大的提高，消费水平也提升较快。本文以绍兴为例，研究改革开放后居民的消费行为，选取了1986-2008年的年度收入和消费数据作为样本数据，数据来源于1996-2009年绍兴统计年鉴。本文采用两个指标：城镇居民家庭平均每人全年可支配收入，该指标反映了城镇居民的收入水平，记为 UI；城镇居民家庭平均每人全年消费性支出，该指标代表城镇居民的消费水平，记为 UC。分别对数据进行自然对数变换，使其趋势线性化，并消除可能存在的异方差问题，变换后的变量分别记为lnUI和 ln UC，其相应的一阶差分序列记为D（lnUI）和 D（lnUC）。模型构建和实证结果分析（一）模型的构建通过对样本区间内城镇居民家庭平均每人全年可支配收入和城镇居民家庭平均每人全年消费性支出数据作散点图（见图1），从图 1中发现，城镇居民收入与消费之间存在较为明显的线性关系，由此，可以构造凯恩斯消费函数模型。对数据进行自然对数变换后的变量lnRI和lnRC的散点图（见图 2），也显示较为明显的线性关系，这一变换并不改变原变量之间的协整关系，因此对数变化后的模型为lnUCt=+lnUIt+et，这里的系数与前面模型的意义有所不同，不再表示边际消费倾向，而表示的是消费对收入的弹性。（二）单位根检验龙源期刊网 http:/为了避免非平稳时间序列进行回归时出现“伪回归”，在对模型进行估计之前，首先运用ADF检验对序列进行平稳性检验（见表1）。从表 1 中可以看出，代表城镇居民收入与消费的两个变量 lnUI和 lnUC的 ADF值都大于 1、5、10显著水平上的临界值，不能拒绝存在单位根的假设，因此都是非平稳的。而经过一阶差分后的ADF值都小于 1、5、10显著水平上的临界值，拒绝单位根的假设，因此为平稳序列，故lnUI和 lnUC序列都是一阶单整序列。（三）协整检验为消除数据的不平稳性，使回归有意义，通常采用协整检验。采用Johansen协整检验，运用 Eviews5得到如下检验结果（见表2）。从表 2中可知，没有协整关系的原假设后面的伴随概率值小于 0.05，则表示拒绝原假设，结果说明变量lnUI和 lnUC之间存在协整关系。由 Johansen协整检验得到的协整方程：lnUCt=0.829341+0.878316lnUIt+et（7.534727）（69.71894）R2=0.995698，D.W=1.628688，s.e=0.059，F=4860.73（四）误差修正模型（ECM）在变量具有协整关系的前提下，建立误差修正模型来研究对长期均衡关系的短期动态调整。采用滞后一阶的回归模型：式中，ecmt-l=lnUCt-l-0.829341-0.878316lnUIt-l+et为误差修正项。利用 Eviews5估计参数，逐步剔除不显著的变量，得到误差修正模型为：（0.149274）（5.984015）（-3.664293）R2=0.708354，F=23.07378，DW=1.760802由结果可知，模型通过了的各项检验，该误差修正模型描述了收入对消费的短期动态影响，模型中误差修正系数为-0.964014，小于零，符合反向修正机制。（五）Granger因果关系检验协整检验结果说明绍兴城镇居民的人均消费支出和人均纯收入之间存在动态均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，回答这个问题还需要进一步进行Granger因果关系检验。经龙源期刊网 http:/过 AIC准则确定最优滞后期为1 阶，利用 Eviews5检验，结果见表 3。由表 3 可知当滞后期为1 年时，城镇居民人均可支配收入不是人均消费性支出的格兰杰原因，而城镇居民的人均消费支出是人均收入的格兰杰原因。（六）结果分析从长期动态变化来看，绍兴城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出之间存在动态的均衡关系，平均消费倾向基本上是稳定的。由协整方程可知，弹性系数为0.878316，说明收入对消费有较强的长期弹性，收入每增长1，消费就会增长 0.878316，说明绍兴城镇居民的可支配收入增加，消费水平也会提高，且对应的t统计量的值较大（69.71894），说明绍兴城镇居民收入和消费之间的相关性显著。从短期来看，误差修正模型中弹性系数为0.878316，说明收入对消费的影响程度也比较大，收入每增长 1，消费就会增长 0.878316，说明绍兴城镇居民消费的收入弹性较大，当城镇居民收入水平提高时，相应的消费水平也会提高。误差修正模型中的影响系数略小于协整方程中的影响系数，说明无论是短期还是长期来看，城镇居民的收入的提高或减少对居民的消费的影响程度都非常大。误差修正模型中误差修正系数小于零，符合反向修正机制，从短期动态平衡来看绍兴城镇居民消费需求变动受协整方程的约束，收入和消费的变动幅度对消费支持变动有显著的影响，长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正，从而保证了收入与消费的关系保持均衡状态。误差修正系数说明了城镇居民消费水平向长期均衡水平的修正速度也是相当快的。由格兰杰因果关系检验得出，绍兴城镇居民收入不是消费的格兰杰原因，而城镇居民消费是收入的格兰杰原因的结论。这说明绍兴城镇居民的消费观念相对提前，城镇居民收入不是消费的原因也正说明了绍兴消费市场发展相对超前，也说明了绍兴城镇消费市场拉动了地方经济的增长。对策与建议通过对 1986-2008年绍兴城镇居民收入消费关系的实证分析所得出的结论，本文认为可以采用以下对策来提高绍兴城镇居民的消费水平：（一）提高城镇居民收入，稳定居民收入的增长龙源期刊网 http:/对绍兴城镇居民来说，收入仍是消费的主要决定因素，想要通过刺激城镇居民的消费市场来拉动全市的经济，必须要增加城镇居民的家庭可支配收入，提高城镇居民的工资，建立机制使工资水平长期有效的增长，着力使工资增长的速度跟上经济发展的速度。只有当人们预计到收入水平将会提高时，才会大幅增加消费。（二）完善社会保障制度，提高消费预期城镇居民的消费水平虽然与收入有很大的关系，但另一个重要的原因是居民在满足目前生活消费的前提下，必须为日后的生活如后代的抚养与教育、养老、失业等准备一定数量的储蓄，从而抑制了消费。建立健全的教育、医疗和养老等社会保障体系，完善社会保障制度，加大对低收入人群的扶助，免除了人们的后顾之忧，从而可以提高居民消费倾向和消费预期。（三）健全消费信贷制度，建立良好的消费环境消费信贷市场建立之前，城镇居民主要依靠储蓄来购买大件消费品，随着经济不稳定性预期加剧，从而使城镇居民的消费能力受到了很大的影响。建立完善的消费信贷制度，使银行在降低风险的前提下向居民提供多种方式的信贷，扩大消费信贷规模，可促进当期消费水平的提高。参考文献：1.Engle R.F.,Granger C.W.J.Co-integration and Error Correction:representation,estimationand testingJ.Econometrica.，1987 2.李子奈，潘文卿.计量经济学M.高等教育出版社，2005 3.易丹辉.数据分析与 Eviews应用M.中国统计出版社，2002 4.张世英.协整理论与波动模型M.清华大学出版社，2003 5.曹鑫.城乡居民收入消费关系及其差异的协整分析：以广西为例J.农业技术经济，2007（2）注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文