山东城镇居民消费与收入的关系

1山东省城镇居民人均消费与人均可支配收入的实证研究摘要：随着我国经济的快速发展，城镇居民的生活水平在逐渐提高，尤其是城镇居民的收入水平和消费水平增长较快。如果收入与消费能协调增长，那么将促进经济健康、稳步的发展。本文对城镇居民可支配收入与消费进行了协整分析，得出两者之间存在着长期稳定的均衡关系。并通过建立误差修正模型，描述了收入与消费的短期波动调整关系。关键词：人均可支配收入；人均消费；协整；误差修正模型AnEmpiricalStudyonconsumptionandavaiableincomeoftheurbanresidentsofShanDongAbstract:Withtherapideconomicdevelopmentofchina,thelivingstandardofurbanresidentsgraduallyincreased,especiallytheincomeandconsumptionlevelofthem.Iftheincomeandconsumptiongrowthcanbereconciled,itwillpromotetheeconomytogrowhealthyandsteadily.Inthispaper,theco-integrationanalysisoftheincomeandconsumptionoftheurbanresidents.Thereisalong-termstableequilibriumrelationshipbetweenthem.Andthroughtheestabishmentoferrorcorrectionmodel,theshortadjustmentandfluctuationwasdescribed.Keywords:availableincomeperperson;per-personconsume;co-integration;errorcorrectionmodel1.引言随着我国经济社会的快速发展，城乡居民生活水平日益提高，特别是城镇居民的收入水平和消费水平增长较快。国内外理论界有很多对消费理论的研究：Dusenberry的相对收入理论认为：在一定时期内，人们的当前消费水平不仅受当期可支配收入的影响，而且也受前期消费水平的影响，具有一定的消费惯性。Keynes的绝对收入理论认为：现期消费与现期收入之间有稳定的函数关系，且边际消费倾向递减。Friedman持久收入理论认为：人们在计划消费时不是依据短期的实际收入，而是依据长期的实际收入。Modigliani生命周期理论认为：当期消费不仅与当期收入有关，同时也受到过去各期的收入以及未来预期收入的影响。收入对消费影响如此之大，如果收入没有与消费形成良性的同步增长关系，那么2消费对经济的拉动作用将大打折扣[1]。如何科学、客观的评价、协调城镇居民收入与消费之间的增长关系，刺激消费扩大内需，促进各地经济稳定增长，是当前各地急需解决的问题。本文在前人研究的基础上，以山东省1980年到2007年的统计数据为例，利用计量工具对城镇居民人均消费与人均可支配收入之间是否存在着长期的稳定关系进行检验与分析，并通过消费函数进一步探讨山东省城镇居民收入与消费之间的关系。这对山东省经济的健康与稳定的发展有着重要意义，并提出了相应的对策和建议。2.协整与误差修正模型协整概念是格兰杰（granger）于20世纪80年代提出的，反应了非稳定的单整变量之间存在的一种长期稳定关系，针对两个时间序列变量，只要它们是同阶单整的才可能存在协整关系。因此协整分析的第一步就是对两个变量进行单整检验，看它们的阶数是否相同，若单整阶数相同，则可进行第二步协整检验。常用的协整检验方法有两种：一种是JJ（Jonhansen-Juselius）极大似然检验，此检验方法主要用于多变量间的协整检验。另一种方法是EG（Eng-Granger）[2]检验，此检验主要用于两变量之间的协整检验。本文研究为城镇居民可支配收入与消费性支出两变量之间的协整关系，所以用EG(Engle-Granger)检验。采用这种检验方法首先应用最小二乘法（OLS）方法建立两变量的线性回归方程，再检验方程残差序列的单整性，如果残差序列为为稳定序列，则两变量具有协整关系。误差修正模型（ECM）是一种反映协整关系变量序列的模型，它的主要形式是由Hendry、Davidson、Srba、Yeo于1978年[3]提出的，称为HDSY模型。。若变量序列之间是协整的，则序列组合的结果产生的误差为均衡误差，它反映的序列与均衡之间的关系。变量序列之间存在着协整关系，就意味着有长期的均衡关系，可以运用误差修正，将其短期波动量化。协整理论诞生在误差修正模型之后，协整是误差修正方程成立的必要条件，同时协整变量可以看成是由误差修正模型所生成的。该理论为研究宏观经济规律提供了有力的工具和数学模型[4]。3.实证分析3.1数据分析、描述与建模山东省在改革开放以前一直实行高积累、低消费的经济政策。改革开放以后，山东省的经济快速发展，城镇居民收入与消费水平显著提高。因此，选择19783年以后的数据有助于更清楚的考察城镇居民收入与消费之间的关系。本文所需的1980-2007年的数据来自《山东省统计年鉴》。根据山东省各年城镇居民收入与消费的数据，采用以下四个指标：城镇居民当期的可支配收入、当期人均消费性支出、前期可支配收入与前期消费性支出。将城镇居民的可支配收入与人均消费性支出分别记为tY，tC，同时算出tY的对数形式与tC的对数形式。利用EVIEWS5.0软件分别作出tY，tC与tYln，tCln的关系图如图一、图二。从图一看以看出：山东省城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出自1980年以来一直保持持续增长的趋势。就人均可支配收入而言，1984年以后增长加速，消费性支出也加速增长。并且可以看出收入与消费保持同步增长，两者增长关系紧密，它们的对数形式也呈现出这样的趋势。通过图一、图二，可以粗略地看出tY，tC具有长期上升趋势，非平稳。它们的对数形式也具有这样的趋势，将它们一阶差分后的序列分别记为YtCtlnln与，并按差分后的数据作图三，可见时间趋势基本上消除，可以认为是平稳序列。但序列图只能粗略的判断序列的平稳性，在理论上应用检验序列平稳性的标准方法——单位根检验进行。图一：Yt与Ct的序列图4图二：lnYt与lnCt的序列图图三：YtCtlnln与的序列图基于相对收入理论和生命周期理论推出如下结果：当期消费水平tC不仅与当期的可支配收入tY有关，还与前期的消费水平1tC，前期的可支配收入1tY有5关，为了减小时间序列的异方差，对数据取对数。建立如下模型：132110loglogloglogttttYYCC；其中，0为自发消费，1为前期人均消费的边际倾向，2为当期人均可支配收入的边际倾向，3前期人均可支配收入的边际消费倾向；为随机误差项。如果当期人均消费与当期人均可支配收入以及前期人均消费均为一阶单整序列，并且它们的线性组合为平稳序列时，可以建立误差修正模型。为了减小误差修正模型的异方差性，对模型两边数据取对数：为变量的差分，1tecm为误差修正项，4为误差修正项的系数，一般情况下04。)...1(;loglogloglog14132110ntecmYYCCtttttt，3.2实证检验与分析3.2.1单位根检验在检验过程中，若ADF检验值小于临界值，则认为检验的序列是平稳的序列，否则是非平稳的序列。首先对tClog和tYlog进行单位根检验，ADF检验结果均大于临界值，二者都不是稳定序列。再对二者的一阶差分进行单位根检验，ADF值均小于临界值，二者都是一阶大单整序列。检验结果如下：3.2.2协整检验根据单位根检验结果，tClog与tYlog是一阶单整变量，为了判断二者是否存在协整关系，利用最小二乘法(OLS)对方程进行回归。检验结果：D-W=1.847099，基本不存在自相关问题，判定系数2R=0.999249,拟合优度很高.6DependentVariable:LNCTMethod:LeastSquaresDate:01/09/10Time:16:22Sample(adjusted):19812007Includedobservations:27afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2943410.0861053.4183880.0024LNCT(-1)0.1895480.2156500.8789620.3885LNYT0.8433220.0972718.6698260.0000LNYT(-1)-0.0926680.249703-0.3711120.7140R-squared0.999249Meandependentvar7.681666AdjustedR-squared0.999151S.D.dependentvar1.009341S.E.ofregression0.029408Akaikeinfocriterion-4.079138Sumsquaredresid0.019891Schwarzcriterion-3.887162Loglikelihood59.06836F-statistic10201.57Durbin-Watsonstat1.847099Prob(F-statistic)0.000000但上述估计的前期人均可支配收入与人均消费性支出的t检验不显著，说明他们当期的人均消费影响不明显，因此在模型中去掉这两个变量后重新进行估计。通过下表可知，去除变量1,1loglogttYC后估计结果为：ttYClog928017.0335195.0log，各项指标都通过了检验，初步认定tClog与tYlog存在长期的均衡关系。对残差进行单位根检验，ADF=-3.170758，小于显著性水平5%下的临界值为-2.991878，残差序列为稳定序列，因此两者之间的协整关系成立。C0.3351950.0398128.4193560.0000LNYT0.9280170.005022184.79420.0000R-squared0.999239Meandependentvar7.620942AdjustedR-squared0.999210S.D.dependentvar1.041288S.E.ofregression0.029268Akaikeinfocriterion-4.155866Sumsquaredresid0.022273Schwarzcriterion-4.060708Loglikelihood60.18212F-statistic34148.89Durbin-Watsonstat1.458597Prob(F-statistic)0.00000073.2.3误差修正检验利用EVIEWS5.0对误差修正模型进行估计，结果见下表一，显示0的t检验值为0.830107不显著，舍去常数项，重新估计，见表二：可知，1758297.0log916402.0logttecmYtC，D-W=1.953671,基本不存在自相关问题，判定系2R=0.839691,拟合度比较高。回归标准差SE=0.028656,估计值很优良；解释变量的t检验值都很显著。因此上述方程反映了ttYClog,log之间的长期均衡对短期波动的调节力度。误差修正项的系数为-0.758297，这说明长期均衡对短期波动的影响很明显。表一DependentVariable:D(LNCT)Method:LeastSquaresDate:01/09/10Time:19:15Sample(adjusted):19812007Includedobservations:27afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Er