中国城镇居民收入—消费关系的协整研究，本文主要内容关键词为：中国论文,城镇论文,居民收入论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 引言
中国正处在市场经济的构建过程中，随着居民收入来源的多渠道性，金融资产的多样化，居民投资机会的可选择性，流动约束的松弛化以及未来收支不确定性因素的增加，使消费需求形成机制复杂，对国民生产总量供给影响的可控性减弱。消费作为宏观经济变量，决定着产品的需求，从而影响到生产和就业水平乃至整个经济生活。因此对居民消费行为的研究，尤其对影响居民消费行为因素的研究显得更加重要。
影响居民消费行为的因素主要是收入。收入与消费的关系在不同的经济制度背景下呈现出不同的特征，为此产生了绝对收入假定、相对收入假定、持久收入假定和生命周期假定等消费函数。我国近年来许多学者对以上消费函数作了深入的研究，如藏旭恒《中国消费函数分析》中对待持久收入的研究[1]， 贺菊煌《消费函数研究》中对生命周期消费函数的研究[2]等。
本文从协整的角度对收入消费关系进行再认识，旨在探求收入消费之间的动态均衡关系。
2 协整理论简介
设（X[,t]，Y[,t]）是一对经济时间序列，绘制在坐标系上，可得到一个散点图。经济中可能存在着某些理由，使人们相信这些点处于某条线的周围，而不是无规律地到处分散着。例如，大多数家庭在日常生活中都会保持”量入为出”，即消费C和收入I之间总是保持一定的比例关系。尽管收入和消费随着社会经济的发展而增长，但这两者之间的比例关系却可能是长期不变的。假如某家庭拿出收入70%用来消费， 则C＝0.7I就代表了这种长期不变的关系，起着引力线的作用。但经济毕竟不是单纯的数学函数，即便在短期内也不会固守均衡，而是会有所偏离，Z＝C－0.1就代表了这种均衡的偏离。 当然偏离不会持续很久或幅度很大，现实中的经济力量会将它们拉回均衡状态，因而引力线可以被看作一种均衡、一种重心，如果用计量经济学的术语来描述，这就是协整。
我们说时间序列X[,t]，Y[,t]是协整的，如果它们满足下条件：
（1）｛x[,t]｝，｛y[,t]｝是I（1）的，即｛x[,t]｝，｛y[,t]｝是非平稳的，而其一阶差分是平稳的；
（2）存在一个非零向量d，使得x[,t]－dy[,t]＝μ[,t ]是平稳。此时，也可称x[,t]－dy[,t]＝μ[,t]是动态均衡的。 协整揭示了变量之间的一种长期稳定的动态均衡机制，是均衡关系在统计上的描述。
此外，如果x[,t]，y[,t]是协整的，它还存在另一种等价形式，即：误差修正模型（ECM，Error Correction Model）[3]：
k
x[,t]－x[,t-1]＝α[,0]+α[,1]（x[,t-1]－dy[,t-1]+∑（α[
i=1
,i]△x[,t-1]－β△y[,t-1]）+e[,t]
其中， α≠0为调整均衡偏差的幅度，e[,t]平稳，k为滞后期数。该模型把表示长期均衡关系的项x[,t]－dy[,t-1] 作为解释变量加进模型当中，描述了对均衡关系偏离的一种长期调节，这样在误差修正模型中，长期调节x[,t]－dy[,t-1]和短期调节（含有△x[,t]，△y[,t] 的滞后项）的过程同时也被考虑进去。ECM 模型的优点在于它揭示变量之间长期关系和短期关系的途径。为进行时间序列分析提供了统一的框架。
在具体应用协整理论进行时间序列分析时，首先必须检验被分析序列是否为I（1）的，进而再判别其协整性。判别的常用方法是单位根检验中的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，通常对序列的ADF 检验的一般形式为：
k
△x[,t]＝α+β[,t]+γx[t-1]+∑δ[,i]△x[,t-1]+e[,t]
i=1
原假设是H[,0]∶γ＝0，备选假设是H[,1]∶γ＜0。接受H[,0] 意味着序列｛x[,t]｝含有单位根，即序列｛x[,t]｝非平稳。值得说明的是，检验参数所得的t统计量在原假设下，并不服从标准t分布，其检验的临界值利用Monte Carlo模拟计算。上式中滞后项k的选择通过建立一个X[2]函数来确定。
协整的出现是对传统线性回归的一个挑战，它在消费函数中的应用标志着消费函数研究进入一个新阶段。本文使用协整的一个基本观点是：尽管收入—消费两个时间序列具有随机性趋势项，但二者是否具有共同的趋势，从而保持着长期的均衡关系？这里的均衡是统计意义上的均衡，而不是经济学中的均衡，它表明收入消费存在某些长期关系，虽然这种关系在短期内会被破坏，但偏离长期关系的偏差是平稳的。这是本文分析收入—消费内在关系的核心。
3 中国城镇居民收入消费数量关系的协整分析
3.1 年度数据的协整分析
本研究使用的数据是藏旭恒《中国消费函数分析》中计算到1992年的名义数据，通过用1952年为基期的全国零售物价指数进行平减后得到实际数据。根据1993年到1997年的《中国统计年鉴》，我们以同样的口径计算了1993－1996年的全国城镇居民可支配收入与居民消费，这样得到了进行协整分析的45期数据。
建国以来，我国经济体制经历了3次大的制度变化， 这也是影响中国城镇居民的消费行为的主要因素，因此需要对该历史阶段进行分段研究。关于时段的划分，本文采用有序样品聚类法，选择实际可支配收入、实际消费作为判别指标。聚类结果发现，如果分为3段， 则 1952 －1978年为第1段，1979－1991年为第2段，1991年以后为第3段。 但如果分为7段的话，则1952年－1978年为第1段，1991年以后可以分为5段。从直观上看，这种分是合理的。因为在传统体制下，中国城镇居民的收入与消费关系具有稳定性。而1979－1991年，居民收入迅速提高，消费能量迅速释放，稳定性被逐渐打破，但收入还是解释消费的主要变量。到1991年以后随着市场经济的建立，福利制度解体，居民的风险预期增强，其消费行为更具备生命周期的性质，仅仅用收入解释消费已经很不充分了。因此从理论上验证1952－1997年以及分阶段收入消费是否存在长期均衡关系，即协整关系，对于建立收入消费计量经济模型，预测消费变化，进行宏观调控，有着理论意义与现实意义。
为了使模型中尽量不出现I（1）变量序列并引入协整关系，需要对数据进行适当变换和再参数化。动态多元模型中，特别有用的两种数据变换是同一变量之间的差分变换和不同变量之间的微分变换。进行差分或微分变换的关键是要依据经济理论。由于变换中没有加入任何变量，因此不影响模型的结构。
我们首先对这些数据取对数，然后对其进行一阶差分。在协整以前，序列的平稳性与整形阶数必须进行单位根检验。这里采用ADF方法。表1是检验的结果。
从上面的Dickey-Fuller t统计量可以看出，未经过差分的收入、消费的对数形式都存在单位根，而经过一价差分以后，序列达到平稳，说明这两个序列为I（1）序列，这是我们进行协整分析的前提。本文运用Engle-Granger两步法进行协整检验。在数据时间区段上， 首先进行全部45期数据的协整分析，然后结合聚类分析结果，按1952－1978年，1979－1991年和1992－1996年分别检验其对数以及对数差分的协整结果。由于对数和对数差分是对原数的数据变换，有明确的经济含义，因此，如果验证对数或差分对数具有协整关系，则说明收入消费具备动态均衡关系。需要指出的是，1992－1996年模型的数据期过短，使得检验结果的可靠性不高，为此，还需利用月度资料研究该时期的协整关系。
表1 1951－1996年收入消费序列的单整检验（ADF）结果
变量检验类型(c,t,*)t统计量DW 临界值
log(Y) (c,0,2) -1.561.95 -3.52
log(X) (c,0,2) -0.371.92 -3.52
△log(Y)
(c,0,0) -5.151.98 -3.52
△log(X)
(c,0,0) -4.861.88 -3.52
①X，Y分别表示消费与收入；②c，t分别表示带有常数项和趋势项，*表示所采用的滞后阶数；③临界值是在5%水平下得到的（下同）
Engle-Granger两步法：首先做静态回归， 分阶段建立消费对收入的回归方程；然后对回归残差项做ADF检验。检验结果列于表2、表3。
表2 收入消费对数差分形式的协整（EG）
检验结果
变量 检验类型
t统计量DW 临界值
(c,t,*)
1952-1996
(c,t,0) -5.150
2.070-3.159
1952-1978
(c,t,0) -5.210
1.998-4.200
1979-1991
(c,t,0) -4.780
2.030-4.680
1992-1996
(c,t,1) -1.287
2.698-7.077
表3 收入消费对数形式的协整（EC）
检验结果
变量 检验类型
t统计量DW 临界值
(c,t,*)
1952-1996
(c,t,2) -3.5761.960-4.01
1952-1978
(c,t,2) -3.4941.950-4.20
1979-1991
(c,t,2) -3.5522.040-4.76
1992-1996
(c,t,2) -0.9591.013-4.08
从以上检验中，我们得以下结论：
（1）1952-1996年间，我国镇居民实际收入与实际消费具有强的协整关系。
（2）分阶段看，发现结论（1）中数据支持主要源于1952-1991 年。1992-1996年不具备协整关系。
（3）从1991年以前收入与消费的动态均衡关系上看， 收入作为调整消费的有效政策工具，其作用是相当大的，收入增加，消费相应增加。但1991年以后，由于制度因素，特别是传统低水平下福利制度的解体和社会保障制度尚末建立所造成的真空，在现在收入水平下，消费并没有相应增加，储蓄倾向却显得超乎寻常的高。我们知道政策的变动只有在不改变政策对象行为规律的前提下才能达到预期效果，居民反常的行为，需要我们结合月度资料深入研究。
3.2 月度数据的协整分析
本研究采用1992年1月到1997年12 月的中国城镇居民名义可支配收入、名义消费与零售物价指数的月度资料，通过对以1992年1 月为基期的零售物价指数的平减，得到该时期的实际可支配收入Y、实际消费X的月度资料。
在以往的经济分析中，对含有季节性因素的经济变量，总是采用季节性调整的办法，例如X－11方法，去除该变量的季节性成分， 再对确定性趋势进行回归。但是，如果季节性波动恰是整个系统变动规律的重要来源，季节性调整就可能造成经济变量的季节性行为所提供的有效信息的损失。月度数据是频率大小适中的经济变量的数据形式，它既能反映总体趋势，又能提供细致的季节性变化，我们不如直接对未经调整的数据进行分析。通过对实际可支配收入和实际消费取自然对数，并对自然对数计算一阶差分后，我们可以进行单整和协整性检验。
对Y、X二序列的对数和对数一阶差分后序列应用DF及ADF 方法进行单位根检验，结果如表4。
表4 单整检验结果
变量 检验类型
t统计量DW
临界值
(c,t,*)
检验
log(y) (c,0,7)-1.00281.955-2.9055
log(x) (c,0,7)-1.12301.972-2.9035
△log(y)(c,0,0)-5.3438
2.3313-2.9055
△log(x)(c,0,0)-4.0977
2.4500-2.9055
表5 协整检验表
变量 检验类型
t统计量DW 临界值
(c,t,*) 检验
log(x)与(c,0,0)-5.67 1.96 -3.41
log(y)
△log(x)与 (c,0,0)-6.35342.13 -3.43
△log(y)
从以上结果看出，原始序列对数的DF和ADF均大于临界值， 说明原始序列都是非平稳的。一阶差分以后序列的DF和ADF值均小于临界值，可认为序列经过一阶差分后达到平稳，是单整序列。
再进一步运用Engle-Granger两步法，做协整检验，结果见表5。
在1992年1月至1997年12月的期间内， 中国城镇居民收入与消费存在着协整关系，即收入与消费存在着动态均衡机制，自动调节收入与消费关系。
从以上分析，我们可以得出以下结论：
（1）在1992.1－1997.12的期间内，中国城镇居民收入与消费存在着协整关系，即收入与消费存在着动态均衡机制，自动调节收入与消费关系。年度数据的非协整是由于样本期过短所致，样本期少，造成了协整结果的虚假性。
（2）一些学者认为，进入90年代以来，由于经济制度、 经济运行环境和消费心理的剧烈变换，收入与消费之间不存在动态均衡关系[4]，我们的结论不支持这一观点。
其实，人们深入分析居民消费行为动机的背后，预期扮演了重要的角色。如果预期的形成机制是理性预期，预料中的收入变化对消费没有影响，因为人们在收入变化发生之前就已经做了安排，当消费者预计收入的未来变化是长期的，就会及早调整消费计划；如果预期的形成机制是自适应预期，即以现在和过去的加权平均数作为预期收入，消费者则根据收入和价格水平的变化，以及以往偏离稳定状态的程度，不断调整消费，以便逐步达到接近稳定状态。因此不论是理性预期还是自适应预期，它们的存在，都是为了保持收入与消费之间的动态均衡。
我们以公式表示：
根据Ando-Modiliano[5]利用现值作为对未来收入预期，他假定：
Y[e][,t]＝βY[,t]， β≈1
将此式代入生命周期消费函数：
C[,t]＝α[,1]A[,t]+α[,2]Y[e][,t]+α[,3]Y[,t]
其中： C为总消费； A为资产， Y为收入； Y[e][,t] 为预期未来
收入。可得：
C[,t]＝（α[,2]β+α[,3]）Y[,t]+α[,1]A[,t]＝α′[,1]Y[
,t]+α′[,2]A[,t]
其中，α′[,1]＝α[,2]β+α[,3]≈α[,2]+α[,3]，α′[,2]＝α
[,1].
如果资产A[,t]由均衡条件A[,t]＝A[,t-1]+Y[,t-1]－C[,t-1] 决
定，可得到：
C[,t]＝α′[,1]Y[,t]+（α′[,2]－α′[,1]）Y[,t-1]+（1－
α′[,2]）X[,t-1]
将上式变成经验计量经济模型
△C[,t]＝α′[,1]△Y[,t]+α′[,2]（Y[,t-1]+C[,t-1]）+ε
这就是误差修正模型（error-correction model）。
由著名的Granger表示定理， 协整是误差修正方程的成立的必要条件，同时这一结论的逆亦成立，即协整变量总是可以看成是由误差修正方程生成的。
从以上的分析可看出，预期的存在，可以保持收入消费的协整关系，即自动调整二者间的动态均衡关系。1991年以后，由于制度变革等长期因素的影响，理性消费者除了从过去的经验中提取信息外，更为重要的是能从社会信息中提取全部信息，形成预期。他们理性的计算了短期收入和长期收入的信息，特别是社会保障体系改革带来的养老、教育、失业、医疗和住房等直接风险，这些风险如果由自己承担的话，意味着实际收入的减少，因此，他们相应减少消费，以适应相对减少了的收入。这也是为什么当前消费品市场低迷的深层原因。
总之，在1952－1997年间，不论外部环境发生了什么变化，中国城镇居民收入与消费之间始终存在着动态均衡关系。
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