趙子辰

（廈門(mén)大學(xué)，福建 廈門(mén) 351005）

一、引言

消費(fèi)市場(chǎng)對(duì)國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行十分重要，尤其是在金融風(fēng)暴之后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)若想保持持續(xù)的健康的增長(zhǎng)，保持一個(gè)良好的經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)，必須運(yùn)用正確的消費(fèi)理論，才能對(duì)中國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)進(jìn)行正確的宏觀調(diào)控。福建省地處東南沿海，外資企業(yè)眾多，受到金融風(fēng)暴影響較大，因此本文從福建省城鎮(zhèn)消費(fèi)研究入手，得到關(guān)于福建省收入-消費(fèi)的關(guān)系和理論，給予福建省政府相應(yīng)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(yè)、利息和貨幣通論》中提出了收入-消費(fèi)函數(shù)。凱恩斯對(duì)于消費(fèi)函數(shù)提出了三點(diǎn)猜測(cè)：首先，邊際消費(fèi)傾向——額外1美元收入中用于消費(fèi)的數(shù)額——其數(shù)值在0～1之間；第二，平均消費(fèi)傾向的消費(fèi)與收入之比隨收入的增加而下降；第三，收入是消費(fèi)的主要決定因素，而利率對(duì)個(gè)體支出的短期影響是相對(duì)不重要的[1]。此后歐文·費(fèi)雪的消費(fèi)者跨期選擇、弗朗科·莫迪利亞尼的生命周期假說(shuō)、米爾頓·弗里德曼的永久性收入假說(shuō)和羅伯特·霍爾的隨機(jī)游走假說(shuō)等又提出了影響消費(fèi)的其他因素，如財(cái)富、預(yù)期未來(lái)收入、利率等。在現(xiàn)實(shí)生活中,影響居民消費(fèi)的因素還有很多,如商品價(jià)格水平、消費(fèi)者偏好、家庭財(cái)產(chǎn)狀況、消費(fèi)信貸狀況、風(fēng)俗習(xí)慣、政策環(huán)境、國(guó)際環(huán)境等[2]。

我國(guó)學(xué)者已在消費(fèi)與收入方面進(jìn)行了一些有益的探索：秦朵（1990）首次運(yùn)用誤差修正模型來(lái)解釋中國(guó)居民收入與消費(fèi)的關(guān)系問(wèn)題，其用1952年至1987年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)擬合，分析居民總消費(fèi)與總收入之間的長(zhǎng)期關(guān)系和影響消費(fèi)短期波動(dòng)的主要因素[3]；衡昌（2009）運(yùn)用1978至2007年的年度消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了廣東省城鄉(xiāng)居民收入-消費(fèi)的實(shí)證研究[4]；唐功爽、張小斐等（2006）運(yùn)用1980～2003年的年度數(shù)據(jù)對(duì)山東城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)進(jìn)行了協(xié)整分析[5]；張本飛（2008）利用2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的中國(guó)各地區(qū)城市居民收入-消費(fèi)的截面數(shù)據(jù)對(duì)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行了實(shí)證分析[6]，等等。從已有研究成果來(lái)看，多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為收入對(duì)消費(fèi)起決定性作用，這也對(duì)本文理論的正確性給予了一定保證。

協(xié)整分析（Co-integration)是20世紀(jì)80年代中后期以來(lái)數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用較為廣泛的一種建模理論。傳統(tǒng)的線性回歸建模通常假定時(shí)間序列是平穩(wěn)的，以保證普通最小二乘法得到的估計(jì)量是一致的，具有漸近的正態(tài)分布。但是多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，如國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、價(jià)格以及本文討論的消費(fèi)和收入等宏觀經(jīng)濟(jì)變量卻是非平穩(wěn)的，對(duì)其做線性回歸時(shí)則可能產(chǎn)生所謂的偽回歸現(xiàn)象。處理此類(lèi)問(wèn)題的方法就是協(xié)整分析。對(duì)于兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列 {Xt}和{Yt}，如果{Xt}與{Yt}之間具有協(xié)整關(guān)系，那么{Xt}與{Yt}之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定或均衡的關(guān)系。

由于協(xié)整理論把時(shí)間序列分析中短期動(dòng)態(tài)模型與長(zhǎng)期均衡模型的優(yōu)點(diǎn)結(jié)合起來(lái)，為非平穩(wěn)時(shí)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(xié)整分析的方法對(duì)福建省城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行研究。

本文基于凱恩斯的收入-消費(fèi)函數(shù)建立模型，運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，建立長(zhǎng)期均衡模型與誤差修正模型，得出相關(guān)結(jié)論和政策建議。

三、模型和數(shù)據(jù)

本文選取1991年至2013年的福建省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與福建省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的年度數(shù)據(jù)，以1978年為基準(zhǔn)的福建省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，剔除價(jià)格因素，得到實(shí)際人均可支配收入（Xt）和實(shí)際人均消費(fèi)支出(Yt)[8]。

設(shè)消費(fèi)模型為：

lnYt是Yt的自然對(duì)數(shù)，lnXt是Xt的自然對(duì)數(shù)，dYt是Yt的一階差分，dXt是Xt的一階差分，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

首先運(yùn)用 Eviews7 對(duì)Xt、Yt和 dXt、dYt進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，畫(huà)出時(shí)序圖（圖1、圖2）。由此大概可以看出X、Y表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)性，它們的變化非常相似，具有一個(gè)共同的趨勢(shì)。而dXt、dYt表現(xiàn)得比較平穩(wěn)。

圖1

圖2

接下來(lái)我們對(duì) lnXt、lnYt、dlnXt、dlnYt運(yùn)用 ADF 檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表1?？芍猯nXt、lnY t在顯著性為5%時(shí)有單位根，不平穩(wěn)；dlnYt、dlnXt在顯著性為5%時(shí)沒(méi)有單位根，具有平穩(wěn)性。滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的條件，下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：

表1 福建人均可支配收入與福建城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

c,t分別表示ADF檢驗(yàn)中是否帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng),k表示所采用的滯后階數(shù)值，臨界值是在5%水平下得到的。

按照EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),對(duì)lnYt和lnXt的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸,得模型如下:

式（1）中的et為殘差項(xiàng)。對(duì)et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.9485，小于顯著性水平為5%時(shí)的臨界值-1.9581，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為et平穩(wěn)，說(shuō)明兩個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。意味著福建省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)與人均可支配收入之間存在著長(zhǎng)期均衡，增長(zhǎng)或減少具有協(xié)同效應(yīng)[9]。

接下來(lái)進(jìn)行EG檢驗(yàn)第二步，建立誤差修正模型。

四、建立誤差修正模型

運(yùn)用最小OLS對(duì)dlnYt和dlnXt、ECMt-1進(jìn)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(xiàng)。實(shí)際值、擬合值、殘差值見(jiàn)圖3。

它反映了消費(fèi)支出、可支配收入的短期波動(dòng)偏離它們的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。

圖3

為保證模型的優(yōu)良性，我們對(duì)vt進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

圖4

根據(jù)Q-Q圖（圖4）可以大致判斷殘差服從正態(tài)分布。此外，根據(jù)Jarque-Bera(JB)檢驗(yàn)的結(jié)果：JB檢驗(yàn)的p值為0.9095>0.05,不能拒絕原假設(shè)，因而認(rèn)為殘差服從正態(tài)分布。

六、結(jié)論及政策建議

（一）福建省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)與人均可支配收入之間存在著長(zhǎng)期均衡，人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)支出起決定性作用，長(zhǎng)期中消費(fèi)-收入彈性約為0.8756，即收入每相對(duì)增加1%，那么消費(fèi)相對(duì)增加0.8756%。福建省政府要想在長(zhǎng)期中增加消費(fèi)，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(fā)性消費(fèi)（β0）和收入消費(fèi)彈性（β1）。

（二）短期修正模型ECM t-1的系數(shù)為-0.9217，符合相反調(diào)節(jié)機(jī)制，系數(shù)t值為-4.3733，p值為0.0003，系數(shù)顯著。說(shuō)明在短期中，上一期對(duì)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(jīng)常運(yùn)用利率政策和貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行刺激，也許在短期中消費(fèi)市場(chǎng)可以得到短暫上升，但是在長(zhǎng)期中，消費(fèi)還是主要圍繞著收入波動(dòng)（協(xié)同效應(yīng)）。因此，這些短期刺激政策不是長(zhǎng)8FDCsw之計(jì)。

[1] N.Gregpry Mankiw.Macroeconomics[M].第七版.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011.422.

[2] 李鳳升，魏景柱，王夢(mèng)妍.中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)模型研究——基于相對(duì)收入消費(fèi) 理論[J].中國(guó)石油大學(xué)學(xué)報(bào)，2011.6（27）:27-30

[3] 秦朵.居民消費(fèi)與收入關(guān)系的總量研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，1990，(7).

[4] 衡昌.廣東省城鄉(xiāng)居民收入-消費(fèi)的實(shí)證研究[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009.37（35）：84-88.

[5] 唐功爽，張小斐.山東城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)的協(xié)整分析[J].山東工商學(xué)院學(xué)報(bào)，2006.10(20):17410-17413.

[6] 張本飛.對(duì)凱恩斯消費(fèi)的實(shí)證分析——以中國(guó)城市居民消費(fèi)支出為例[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)，2008（7）：26-28.

[7] 王維國(guó).計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].大連:東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2002.

[8] 中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、福建省統(tǒng)計(jì)年鑒、CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)[DB/OL].

[9] Damodar N.Gujarati.經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)精要[M].第 4版.北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2010.286-287.