论文摘要：本文以辽宁省1984-2009年农村居民人均纯收人与人均消费支出的相关数据，运用协整理论及误差修正模型研究了农村居民消费与收入之间的长期均衡和短期波动关系，并运用Granger检验方法进一步分析了两者之间的因果关系。实证结果表明，辽宁省农村居民人均纯收入和人均消费支出数据为一阶单整序列，这两个时间序列之间存在着长期稳定的均衡关系；通过误差修正模型发现辽宁农村居民消费在受到短期干扰后，有约42%调整到其长期均衡状态。Granger因果检验表明，在短期内，主要体现为农村居民人均纯收入农对消费支出的影响作用；从长期来看，主要体现为农村居民消费支出对收入的影响。
论文关键词：收入,消费,协整检验,误差修正模型
一、引言
收入与消费的关系状况，对于制定宏观经济政策有着十分重要的意义。因此关于居民收入与消费
的关系一直都是经济学家们长期关注和研究的问题。国外学者对于收入与消费问题的种种理论，虽然观点上迥然不同,但均强调了收入对消费的决定作用,即认为消费是收入的函数,如凯恩斯(Keynes)的绝对收入消费函数；杜森贝里(Duesenberry)相对收入假说下的短期消费函数；库兹涅兹（Kuznets）的长期收入函数；弗里德曼(Friedman)的持久收入消费函数。直到20世纪80年代戴维森(Davidson)等人运用协整技术，通过误差修正机制将收入与消费的长期均衡和短期波动反映到模型中，从而将消费函数带入了一个新的领域。近年来，国内学者以这些消费函数理论为基础，以协整技术和误差修正模型为计量方法，结合我国实际进行了实证研究，如秦朵建立了中国居民总消费的误差修正模型，得出1952-1987年居民消费与总收入之间存在较固定的比例关系。同时国内一些学者也对我国农村居民的收入与消费关系进行了初步探讨，于俊年分析了农村消费需求状况，并分别按不变价和现价对农村居民消费与收入进行了实证分析，分析结果表明，农村居民消费与收入之间存在很强的相关性；许韶杰建立了消费函数模型，并实证分析了我国农村居民收入与消费的均衡关系，认为我国农村居民消费水平受现期收入水平影响大，且两者的修正机制对消费行为具有很强的矫正作用。关于消费和收入之间关系研究的成果比较多，但是多数都是偏好于宏观研究，即较多地偏重于全国范围的总体研究，对某一特定区域的农村居民收入与消费的相互关系的研究偏少。因此，本文以辽宁省为例，运用协整理论和格兰杰因果检验，对农村居民收入与消费的关系进行探讨，以期发现内在规律，为政府制定政策提供参考。
二、基于协整与误差修正模型的分析
(一)变量、数据的选取和处理
本文的实证研究涉及反映农村居民收入和农村居民消费两项统计指标，为排除人口总量和结构变化的影响，选取平均指标作为变量进行计量分析，以辽宁省农村居民家庭人均年纯收人(AY′)为解释变量，农村家庭平均每人年消费性支出(AC′)为被解释变量。其中，农村居民家庭人均年纯收人是指农村常住居民家庭总收人中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、可直接用于农村居民进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收人；农村家庭平均每人年消费性支出指农村居民用于物质生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐用品及服务、其他商品和服务八大类消费支出。
本文选取的原始数据来自《辽宁统计年鉴》，考虑到改革开放初期农民收人超常增长的特殊性，不选择1978-1983年数据分析，仅对1984-2009年的时间序列数据进行分析。为消除价格因素对时间序列数据的影响，取《中国统计年鉴》中“农村居民消费价格指数(1984年=l00)”对AY′和AC′进行平减，得到实际的农村居民人均年纯收入(AY)和农村居民人均生活消费支出(AC)。为消除时间序列中存在的异方差，对两数列进行自然对数变换，记为LnAY和LnAC。
(二)变量的平稳性检验
在进行协整检验之前，必须确定每个序列是否为单整序列，即要进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则序列为平稳序列；反之，序列为非平稳序列，对非平稳序列随机变量进行计量分析时会出现伪回归的现象。单位根检验的方法主要有Dickey-Fuller(DF)检验、增广DF(即ADF)检验和Phillips-Perron(PP)检验。DF检验所设定的模型需要假设随机误差项不存在自相关，而ADF检验则能够处理随机误差项存在自相关的情况。因此，本文利用Eviews7.0计量软件采用ADF方法来检验各个指标变量的平稳性，并确定其单整阶数，检验结果见表1。从检验结果看，在10%的显著水平下，辽宁农村居民收入与消费的对数序列是非平稳序列，而其差分序列在1%的水平下平稳，且均为I(1)序列。
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表1 1984-2009年辽宁省农村居民收入与消费数据的ADF检验结果
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变量
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检验类型
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ADF值
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1%临界值
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5%临界值
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10%临界值
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结论
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LnAY
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（C,T,1）
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-2.330474
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-4.3942
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-3.6118
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-3.2418
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非平稳
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LnAC
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（C,T,1）
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-1.589616
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-4.3942
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-3.6118
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-3.2418
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非平稳
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△LnAY
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（c,0,0）
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-4.104672*
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-3.7343
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-2.9907
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-2.6348
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平稳
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△LnAC
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（c,0,0）
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-4.571676*
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-3.7343
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-2.9907
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-2.6348
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平稳
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注：ADF检验的原假设为存在一个单位根；检验类型(C，T，K)分别表示ADF检验是否带有常数项、趋势项和差分滞后阶数，其中滞后阶数是根据AIC准则确定的；△为一阶差分；*表示在1%的显著水平上拒绝原假设，即序列不存在单位根。
(三)协整检验
根据单位根检验结果，变量LnAY与LnAC同为一阶单整，符合Engle-Granger协整检验理论的要求，两者之间可能存在协整关系。因此，本文用E-G两步法对变量进行协整检验，即先做两变量之间的回归，然后检验回归残差的平稳性。
以LnAC为被解释变量，LnAY为解释变量，e为残差序列，运用Engle-Granger检验法进行协整回归，结果如下：
LnAC=1.001411+0.804787LnAY+e
(3.647211)(19.31768)
R=0.939573F=373.1726DW=0.902474
从回归结果可知，方程的判定系数R为93.9573%，修正的R为93.7055%，说明该模型的拟合优度很高。 1/2 1 2 下一页 尾页 |
