吳　磊

(信陽(yáng)農(nóng)林學(xué)院 工商管理學(xué)院，河南 信陽(yáng) 464000)

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·經(jīng)濟(jì)研究·

基于協(xié)整理論的河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)實(shí)證分析

吳磊

(信陽(yáng)農(nóng)林學(xué)院 工商管理學(xué)院，河南 信陽(yáng) 464000)

摘要：根據(jù)1980—2014年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)河南省城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)間均存在協(xié)整關(guān)系，并且在長(zhǎng)期中城鄉(xiāng)居民收入波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響程度大于短期影響。

關(guān)鍵詞：收入；消費(fèi)；協(xié)整；誤差修正模型

始于1978年的改革開(kāi)放，極大地釋放了我國(guó)的社會(huì)生產(chǎn)力，提高了國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的生產(chǎn)效率，國(guó)民財(cái)富快速增長(zhǎng)，而這種改革成果也將以惠及民生作為落腳點(diǎn)。作為直接受益者，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入大幅增加，生活質(zhì)量不斷改善。但是，由于長(zhǎng)期以來(lái)存在的“二元”結(jié)構(gòu)問(wèn)題，城鄉(xiāng)差別已經(jīng)深入到我國(guó)社會(huì)發(fā)展的各個(gè)領(lǐng)域，其中與百姓生活密切相關(guān)的收入和消費(fèi)的“二元”特征較為典型，城鄉(xiāng)之間始終存在收入、消費(fèi)上的差異。作為國(guó)家主要農(nóng)業(yè)區(qū)域，河南省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展中的“二元”結(jié)構(gòu)問(wèn)題尤為突出，這不僅導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民間不同消費(fèi)理念、習(xí)慣的形成，而且進(jìn)一步影響到城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的支出水平。有鑒于此，本文選取“二元”結(jié)構(gòu)特征明顯的河南省作為研究對(duì)象，運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)進(jìn)行分析。

一、河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)變動(dòng)特征

(一)文獻(xiàn)回顧

從20世紀(jì)90年代開(kāi)始，國(guó)內(nèi)學(xué)者通過(guò)各種計(jì)量模型研究收入與消費(fèi)問(wèn)題逐漸增多，并涌現(xiàn)出大量學(xué)術(shù)成果。趙文奇對(duì)協(xié)整的概念和檢驗(yàn)方法進(jìn)行總結(jié)之后運(yùn)用于天津居民收入與消費(fèi)相關(guān)關(guān)系的研究[1]。韓立巖將協(xié)整分析與模糊分析結(jié)合起來(lái)，對(duì)1952—1995年期間的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)收入與消費(fèi)的函數(shù)關(guān)系具有明顯的階段性特征[2]。孫鳳從消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩方面運(yùn)用協(xié)整、誤差修正模型、支出系統(tǒng)模型和Panel Data等方法研究了中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為[3]。薛襄稷以1978—2002年的有關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了研究，并探求了兩者之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系[4]。曹鑫、黃曉治運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型，對(duì)廣西1981—2004年期間的城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)之間關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究[5]。上述研究將定性與定量相結(jié)合，通過(guò)計(jì)量結(jié)果更好地詮釋了收入與消費(fèi)的相互關(guān)聯(lián)，對(duì)理論分析進(jìn)行了強(qiáng)有力的佐證。這些前期學(xué)術(shù)成果，為本文提供了研究方法、思路，下面將通過(guò)借鑒前人研究經(jīng)驗(yàn)，以河南省為對(duì)象繼續(xù)開(kāi)展有關(guān)這方面的研究。

(二)數(shù)據(jù)處理

為準(zhǔn)確反映城鄉(xiāng)居民收支變動(dòng)狀況，本文在分析過(guò)程中，在衡量農(nóng)村居民收入和消費(fèi)時(shí)采用家庭人均純收入(記為RI)和人均生活消費(fèi)支出(記為RC)數(shù)據(jù)，在衡量城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)時(shí)則采用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(記為UI)和人均消費(fèi)支出(記為UC)數(shù)據(jù)。因?yàn)楦母镩_(kāi)放后的經(jīng)濟(jì)體制變革給城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)帶來(lái)了巨大變化，所以本文以改革開(kāi)放初期的1980年為起點(diǎn)，并將1980—2014年作為研究的樣本區(qū)間，上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)均取自《河南統(tǒng)計(jì)年鑒2015》。為消除價(jià)格因素影響，本文以1978年價(jià)格為不變價(jià)格，并采用農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)，分別對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)支出進(jìn)行平減，得到實(shí)際收入和消費(fèi)，具體結(jié)果見(jiàn)圖1。同時(shí)，為進(jìn)一步分析城鄉(xiāng)居民間收入、消費(fèi)差異變動(dòng)特征，在此引入收入比和消費(fèi)比作為指標(biāo)，并通過(guò)圖形反映兩指標(biāo)變動(dòng)情況，詳見(jiàn)圖2。

圖1　河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)水平(1980—2014)

圖2　河南省城鄉(xiāng)居民收入、消費(fèi)比(1980—2014)

(三)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的變動(dòng)特征

從圖1看，河南省城鄉(xiāng)居民無(wú)論是收入還是消費(fèi)支出均呈現(xiàn)較為明顯的兩個(gè)階段變化特征，大致以2000年為分界點(diǎn)，2000年前城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)增長(zhǎng)較為緩慢，各指標(biāo)曲線在此階段較為平緩，而2000年之后，城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)均呈現(xiàn)出明顯增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，并且城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)增長(zhǎng)明顯高于農(nóng)村居民。進(jìn)一步分析，如果用收入比、消費(fèi)比反映城鄉(xiāng)間差距，那么從圖2看城鄉(xiāng)居民收入、消費(fèi)差距波動(dòng)較大，同時(shí)兩者具有較為相似的變化趨勢(shì)。20世紀(jì)80年代初，河南省城鄉(xiāng)居民收入比、消費(fèi)比均呈快速下降趨勢(shì)，而后至90年代中后期，兩者又呈緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，在此之后到2005年，收入比呈明顯的“U”形，即先下降后上升，而消費(fèi)比同時(shí)期則呈上升趨勢(shì)，2005年之后兩者則呈緩慢下降趨勢(shì)。

二、河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的協(xié)整分析

(一)單位根檢驗(yàn)

協(xié)整理論是20世紀(jì)80年代中后期以來(lái)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中應(yīng)用較為廣泛的一種建模理論，它從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量間蘊(yùn)含的長(zhǎng)期均衡關(guān)系[4]。按照協(xié)整理論，對(duì)變量之間進(jìn)行協(xié)整分析，前提是各變量時(shí)間序列滿足同階單整要求，這就需要對(duì)各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)。否則，如果直接利用OLS(普通最小二乘法)對(duì)具有時(shí)間趨勢(shì)的變量進(jìn)行回歸分析,有可能存在無(wú)任何經(jīng)濟(jì)關(guān)系的變量之間呈現(xiàn)顯著的回歸結(jié)果，得出的回歸方程同樣具有很好的擬合優(yōu)度、顯著性水平等,即有可能產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象[6]。

基于上述原因，對(duì)河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以考察收入與消費(fèi)時(shí)間序列是否具有平穩(wěn)性。此外，為了避免變量序列可能出現(xiàn)的異方差問(wèn)題,對(duì)城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)作自然對(duì)數(shù)變換，而這種變換并不會(huì)改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系。變換后的農(nóng)村居民收入與消費(fèi)時(shí)間序列對(duì)數(shù)形式分別為L(zhǎng)NRI、LNRC，城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)時(shí)間序列對(duì)數(shù)形式分別為L(zhǎng)NUI、LNUC。下面，將對(duì)LNRI、LNRC、LNUI、LNUC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí)采用目前普遍使用的ADF單整檢驗(yàn)法，該檢驗(yàn)法的基本原理是通過(guò)n次差分的辦法將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，具體方法是估計(jì)回歸方程式[7]：

其中：Yt是待檢驗(yàn)的時(shí)間序列，α是常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)，p是滯后值，θi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。該檢驗(yàn)原假設(shè)是H0∶ρ=0，備選假設(shè)是H1∶ρ<0。如果ρ的ADF值大于臨界值，則拒絕原假設(shè)H0，接受H1，說(shuō)明Yt是I(0)，即它是平穩(wěn)序列。否則存在單位根，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)，直至確認(rèn)它是d階單整，即I(d)序列。

圖3　河南省農(nóng)村居民LNRI、LNRC變化趨勢(shì)(1980—2014)

圖4　河南省農(nóng)村居民LNUI、LNUC變動(dòng)趨勢(shì)(1980—2014)

從圖3、圖4可以看出，LNRI與LNRC、LNUI與LNUC分別具有相近的變化趨勢(shì)，變動(dòng)方向基本一致，而且各序列均呈現(xiàn)不平穩(wěn)特征。所以，必須進(jìn)一步對(duì)變量序列進(jìn)行差分，以確定序列的單整階數(shù)。這里利用Eviews7.2統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)河南省城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)時(shí)間序列的單位根進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　變量LNRI、LNRC、LNUI、LNUC序列單位根檢驗(yàn)

注：變量中的ΔLNRI、ΔLNRC、ΔLNUI、ΔLNUC分別表示LNRI、LNRC、LNUI、LNUC的一階差分；檢驗(yàn)形式中的c表示帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，p表示滯后階數(shù)，0表示不帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)采用AIC和SC準(zhǔn)則

從檢驗(yàn)結(jié)果看，LNRI、LNRC、LNUI、LNUC序列的ADF值分別為-2.6573、-1.8641、-0.8633、-1.1305，大于各自10%顯著性水平下的臨界值，不能通過(guò)單位根檢驗(yàn)，均為不平穩(wěn)序列。但進(jìn)行一階差分后，ΔLNRI的ADF值小于5%顯著性水平下的臨界值，ΔLNRC、ΔLNUI、ΔLNUC的ADF值分別小于各自1%顯著性水平下的臨界值。所以，一階差分后的各變量通過(guò)單位根檢驗(yàn)，ΔLNRI、ΔLNRC、ΔLNUI、ΔLNUC均為平穩(wěn)序列，從而有ΔLNRI～I(xiàn)(1)、ΔLNRC～I(xiàn)(1)、ΔLNUI～I(xiàn)(1)、ΔLNUC～I(xiàn)(1)，即河南省農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)序列同為一階單整，結(jié)果滿足進(jìn)一步對(duì)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

(二)協(xié)整性檢驗(yàn)

對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方法，最常用的主要有EG(Engle Granger)兩步檢驗(yàn)法和約翰森(Johansen)檢驗(yàn)法。其中，約翰森檢驗(yàn)法通常用于多變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),而EG兩步法多用于兩變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)[8]。鑒于本文只涉及收入、消費(fèi)兩個(gè)變量，所以檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系時(shí),采用EG兩步法較為合適。

通過(guò)前文的單位根檢驗(yàn)已知,LNRI和LNRC、LNUI和LNUC序列都是一階平穩(wěn)的，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)條件。下面，利用EG兩步法對(duì)LNRI和LNRC、LNUI和LNUC進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

1．構(gòu)建協(xié)整回歸方程

LNRCt=α+βLNRIt+μt(農(nóng)村)

LNUCt=α+βLNUIt+υt(城鎮(zhèn))

使用OLS(普通最小二乘法)，通過(guò)Eviews7.2軟件對(duì)上式進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

R2=0.9883,F=2796.867,D.W=0.6115

R2=0.9970,F=10808.92,D.W=0.9868

2．對(duì)殘差做單位根檢驗(yàn)

根據(jù)上述協(xié)整回歸方程，得出殘差序列為：

采用ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)μt、υt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3　變量μt、υt序列單位根檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)形式中的c表示帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，p表示滯后階數(shù)，0表示不帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)采用AIC和SC準(zhǔn)則

從檢驗(yàn)結(jié)果看，μt的ADF統(tǒng)計(jì)值小于顯著性水平1%的臨界值，υt的ADF統(tǒng)計(jì)值小于顯著性水平5%的臨界值，說(shuō)明殘差μt、υt均為平穩(wěn)序列，即μt～I(xiàn)(0)、υt～I(xiàn)(0)，從而有LNRI和LNRC、LNUI和LNUC之間存在(1，1)協(xié)整關(guān)系，這也表明河南省農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

在協(xié)整回歸方程中LNRIt和LNUIt的系數(shù)分別為0.8856、0.8564，其經(jīng)濟(jì)意義在于農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民收入變化1%將帶來(lái)各自消費(fèi)支出88.56%、85.64%的變化，收入變化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響略高于城鎮(zhèn)居民。此外，方程中的常數(shù)項(xiàng)可代表自發(fā)性消費(fèi)，農(nóng)村、城鎮(zhèn)分別為0.3978、0.7580，城鎮(zhèn)明顯大于農(nóng)村，其原因可解釋為生活成本差異，城鎮(zhèn)生活成本大于農(nóng)村[5]。

(三)建立誤差修正模型

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但短期內(nèi)則有可能出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型精度，可以把協(xié)整回歸方程中的誤差項(xiàng)μt、υt看作均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把消費(fèi)的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。下面，以ΔLNRCt和ΔLNUCt為被解釋變量，ΔLNRIt、ΔLNUIt、ECMt-1為解釋變量，分別構(gòu)建農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)的誤差修正模型如下：

ΔLNRCt=α+βΔLNRIt+γECMt-1+εt(農(nóng)村)

ΔLNUCt=α+βΔLNUIt+γECMt-1+φt(城鎮(zhèn))

其中：ECMt-1表示誤差修正項(xiàng)，即μt-1、υt-1。然后，對(duì)α、β、γ利用OLS進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得出誤差修正模型為：

-0.3738ECMt-1

(農(nóng)村)

R2=0.6386,F=27.3841,D.W=1.4847

-0.5476ECMt-1

(城鎮(zhèn))

R2=0.5877,F=22.0977,D.W=2.1012

圖5、圖6反映了誤差修正模型的擬合情況，從ΔLNRCt和ΔLNUCt的實(shí)際值、擬合值、殘差曲線看，模型具有較好的擬合優(yōu)度。

上述誤差修正模型結(jié)果表明，短期中居民消費(fèi)支出既受到收入變化的影響，還會(huì)受到上一年消費(fèi)支出對(duì)均衡水平偏離的影響。誤差修正項(xiàng)ECMt-1的系數(shù)γ則反映了收入消費(fèi)的短期波動(dòng)偏離其長(zhǎng)期均衡的程度，如果上一年消費(fèi)偏低，即ECMt-1<0為負(fù)值，本年度消費(fèi)就會(huì)提高；相反，若上一年消費(fèi)偏高，即ECMt-1>0，本年度將會(huì)下降。在這里，農(nóng)村和城鎮(zhèn)的γ分別為-0.3738、-0.5476，數(shù)值為負(fù),符合反向修正機(jī)制，其經(jīng)濟(jì)意義在于誤差修正項(xiàng)將以37.38%、54.76%的幅度對(duì)收入消費(fèi)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的情況進(jìn)行調(diào)整。

圖5　△LNRCt的實(shí)際值、擬合值、殘差

圖6　△LNUCt的實(shí)際值、擬合值、殘差

三、結(jié)論及建議

從前文協(xié)整回歸方程和誤差修正模型可以看出，短期內(nèi)的河南省農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民收入變化對(duì)消費(fèi)支出變化的影響系數(shù)分別為0.6473、0.5779，而長(zhǎng)期中這一數(shù)值分別為的0.8856、0.8564。這說(shuō)明，短期內(nèi)無(wú)論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，居民收入變化對(duì)消費(fèi)支出的影響程度均小于長(zhǎng)期。進(jìn)一步對(duì)比短期影響系數(shù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村高于城鎮(zhèn)，說(shuō)明短期內(nèi)由于收入提高或降低，導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)支出發(fā)生了更為明顯的變化。這主要?dú)w因于，由于城鎮(zhèn)居民各類保障機(jī)制更為完善、對(duì)未來(lái)收入預(yù)期更為樂(lè)觀等因素影響，當(dāng)收入出現(xiàn)暫時(shí)性的較大幅度波動(dòng)后，城鎮(zhèn)居民對(duì)消費(fèi)支出做出的調(diào)整要小于農(nóng)村居民。另外，農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.3738、-0.5476，可以看出農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的幅度明顯小于城鎮(zhèn)居民，這說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)更加謹(jǐn)慎[9]。究其原因，同樣主要在于城鄉(xiāng)之間客觀存在的收入預(yù)期、保障機(jī)制等因素差異，不容許農(nóng)村居民出現(xiàn)收入與消費(fèi)的大幅波動(dòng)。

綜上所述，改革開(kāi)放后由于受到城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、收入差距等影響，河南省城鄉(xiāng)居民間存在巨大的消費(fèi)差異，而這種差異將會(huì)導(dǎo)致難以建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的消費(fèi)市場(chǎng)，最終影響居民需求增長(zhǎng)。所以，降低河南省城鄉(xiāng)居民收入差距，消除城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)差異，改變農(nóng)村居民長(zhǎng)期形成的消費(fèi)理念、習(xí)慣，刺激城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民購(gòu)買(mǎi)欲望并轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)購(gòu)買(mǎi)力，是實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大居民消費(fèi)需求的有效手段?；诖耍岢鲆韵陆ㄗh。

(一)多措并舉，增加農(nóng)民收入

家庭經(jīng)營(yíng)所得是農(nóng)村居民收入的主要來(lái)源，而效率低下的傳統(tǒng)家庭經(jīng)營(yíng)方式成為制約農(nóng)民增收的主要障礙。因此，必須不斷深化農(nóng)村土地制度改革，探索農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)新模式，不斷提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和家庭經(jīng)營(yíng)效益。除家庭經(jīng)營(yíng)收入外，鼓勵(lì)廣大農(nóng)村富余勞動(dòng)力通過(guò)“離土離鄉(xiāng)”或“離土不離鄉(xiāng)”等方式，從各類經(jīng)濟(jì)組織中獲取勞動(dòng)報(bào)酬，合理引導(dǎo)農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)增加收入。同時(shí)，完善農(nóng)村地區(qū)保障體系建設(shè)，加大養(yǎng)老、醫(yī)療等保障力度，進(jìn)一步直接或間接提高農(nóng)民收入；加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，將收入再分配作為縮小城鄉(xiāng)差距，提升城鄉(xiāng)居民整體消費(fèi)能力的重要手段[10]。

(二)加快工資制度改革，拓寬城鎮(zhèn)居民增收渠道

城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民不同，收入來(lái)源主要是工資所得，工資性收入是決定城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的重要因素。為此，需要繼續(xù)對(duì)現(xiàn)行企事業(yè)單位工資制度進(jìn)行改革，形成更為公平、突出效率的收入分配機(jī)制。另外，因?yàn)閭€(gè)體、民營(yíng)企業(yè)等非公經(jīng)濟(jì)組織將是未來(lái)吸納就業(yè)的主力，所以必須通過(guò)完善稅收、保險(xiǎn)、用工等制度，為其提供寬松的發(fā)展環(huán)境，使其成為拓寬城鎮(zhèn)居民工資收入來(lái)源的主要途徑。

參考文獻(xiàn)：

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(責(zé)任編輯：吉家友)

收稿日期：2016-04-21

基金項(xiàng)目：河南省科技廳軟科學(xué)研究項(xiàng)目(152400410384)；河南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(2015JC08)

作者簡(jiǎn)介：吳磊(1977—)，男，河南上蔡人，碩士，講師，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

中圖分類號(hào)：F202

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1003-0964(2016)04-0040-05

Cointegration Analysis of Consumption and Income between Urban and Rural Residents in Henan Province

WU Lei

(School of Business Administration, Xinyang College of Agriculture and Forestry, Xinyang 464000, China)

Abstract:According to the statistical data from 1980 to 2014, this paper used cointegration theory and error correction model to analyze the relationship of consumption and income between urban and rural residents in Henan province. The result shows that, there are cointegration relationship between income and consumption of urban and rural residents in Henan province, and the impact of urban and rural residents income volatility in the long run is bigger than short-term impact on consumer spending.

Key words:income; consumption; cointegration; error correction model