华中农业大学学报(社会科学版),(总95期)2011(5)JournalofHuazhongAgriculturalUniversity(SocialSciencesEdition) 湖北农村居民持久收入与消费的协整分析郭更臣,彭代彦(华中科技大学经济学院,湖北武汉430074)摘 要 一般认为,持久收入是决定居民消费需求的基本因素。采用湖北省1978—2009年的农村居民持久收入与消费支出的年度统计数据,对湖北省农村居民的实际持久收入与消费进行协整分析。结果发现,湖北省农村居民的长期和短期消费弹性分别是和,二者之间存在着长期均衡和短期波动调整关系,持久收入是影响消费需求的决定性因素。在此基础上,提出相应政策建议,即大力提高农村居民的持久收入,从根本上激活农村消费市场和提高农村居民的消费水平。关键词 农村居民;持久收入;消费;协整;误差修正模型中图分类号: 文献标识码:A 文章编号:1008-3456(2011)05-0039-04 持久收入假说是Fridman[1]提出的,他将居民10%,消费就会增加%。董长瑞等[7]通过协整收入分为持久收入和暂时收入。持久收入是指在相分析验证了消费与持久收入之间的长期均衡和短期当长时间里可以得到的收入,是一种长期平均预期动态关系,认为持久收入是影响中国农民消费的重内收入;暂时收入是指在短期内得到的收入,是一种要因素。还有一些学者则认为持久收入与消费之间暂时性偶然的收入。他认为,人们在计划消费时不不存在显著相关性。Morley[8]应用随机趋势模型是依据暂时、短期的实际收入,而是依据持久、长期对总消费和持久收入之间的关系进行协整,发现随收入。着消费的缓慢调整,持久收入似乎是相对不稳定的。关于持久收入与消费关系,国内外学者已做了Campbel等[9]利用美国战后的数据检验持久收入一些探讨和研究。一些学者结合持久收入假说从不的一致性,结果发现50%的消费由当期收入决定而同视角提出了中国消费问题的理论分析思路和分析不是持久收入。Sabelhaus等[10]通过1500个家庭结论。如夏少斐[2]通过应用持久收入理论对中国国的数据对持久收入与消费的关系进行实证研究,表内市场有效需求不足的现状从消费的角度进行了解明甚至最严格的消费平滑模型也不能解释消费-收释,并据此对如何扩大内需进行了一些思考。李玲入比中的偏态。霞[3]借鉴持久收入消费函数理论,通过对我国不同上述文献从不同视角提出了持久收入与消费关时期消费状况的对比分析,认为增加居民持久收入系的分析思路和分析结论,对持久收入与消费的实在我国社会主义市场经济体制下具有突出地位和作证研究做出了很大的贡献。为验证持久收入假说在用。朱呈访[4]认为改善我国农民持久性收入偏低的湖北的实用性,本文结合董长瑞和Morley的相关现状,必须采取消除农民收入中的不稳定因素,扩大模型和方法,对湖北省农村居民的持久收入与消费农民收入渠道,减少农民增收负担等措施。也有一进行协整检验,以期探寻湖北省农村居民持久收入些学者采用实证研究的方法,从不同的层面和角度与消费二者之间相互关系的变动趋势。验证了持久收入对消费的贡献度。叶彩霞等[5]结合我国实际提出了持久收入的分解方法,通过单位根 一、研究方法检验和协整分析验证了持久收入分解的合理性,实1.持久收入的测算证结果表明,持久收入是影响我国农民消费的重要本文采用董长瑞等[7]提出的持久收入的计算方因素。刘莹[6]对陕西省居民的持久收入与消费的关法,该方法简单易行,且基本上符合Fridman[1]持久系进行了定量分析,发现当居民持久收入增加收入假说的实质内涵。收稿日期:2011-04-18作者简介:郭更臣(1988-),男,硕士研究生;研究方向:农业经济。E-mail:guogengchen1987@
4 0华中农业大学学报(总95期)t∑Y态回归,即iαTXt=μt,其中{μt}为随机误差序列。利PYt=i=t-n+1n+Yt-Yt-n+1n(1)用观测数据,通过普通最小二乘法进行拟合,得到参式中,PYt为现期持久收入,n为时间跨度数α的最小二乘估计量α^和残差序列μt^。然后,检(年),t>n>3。公式右边第一项是长期(n年)平均验残差序列的平稳性,即判断残差序列是否有单位收入;公式右边第二项是充分考虑并包含预期的调根,也就是采用ADF检验来判断其是否平稳。若整项,当收入加速增加时,即(Yt-Yt-n+1)增加的幅残差序列是平稳的,则可以确定时间序列{Xt}的分度增大且为正值时,预期持久收入就会增加,大于平量序列之间存在协整关系,并且协整向量为α。均收入;反之将低于平均收入。第二步,为进一步考察因变量和自变量之间的2.持久收入与消费的协整检验短期波动对长期影响的关系,可以建立误差修正模协整理论是Engle等提出的,他们认为对于一型(Error-CorrectionModel,ECM)。根据Granger个m维向量时间序列定理可知,若αT{XXt},如果{Xt}的分量序列为t~I(0),得到误差修正项的估计I(d)序列,且存在一个向量α≠0,使得αtXUT(-1)=α^TXt,将其代入式t~I(d-b),b>0,则称Ψ(L)ΔXt=-ΠXt-k+εt=-γαTXt-k+εt(2){Xt}的分量序列存在(d,b)阶协整关系,记为Xt~CI(d,b),而α称作协整向量。 得这里Ψ(L)ΔXt=-γUT(-1)t-k+εt(3){Xt}的各分量序列是具有相同阶数的单整序列。该方法认为{Xt}中的非平稳分量序列之间的 将式(2)(3)中的参数矩阵和参数向量记为θ,线性组合可能是平稳的,这种平稳的线性组合被称再次对式(2)(3)应用普通最小二乘法,得到其参数估计θ^。由此可建立相应的误差修正模型。为协整方程,该方程可以被解释为变量之间长期稳定的均衡关系。其步骤为:先非平稳序列的单位根 二、持久收入与消费的实证分析检验,再进行协整检验[11]。(1)非平稳序列的单位根检验。检查序列平稳1.数据来源及处理本文选取湖北农民人均年消费支出和人均年纯性的单位根检验,主要采用ADF(AugmentedDick-收入两变量,分别用C和Y表示,对人均年纯收入ey-Fuler,ADF)方法。该方法通过在回归方程右边通过以上方法计算得到持久收入,用PY表示。为加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关,若增强各变量数据的平稳性,并消除可能的异方差性,ADF统计量的绝对值小于其临界值则拒绝残差序分别对C和PY取自然对数。各变量中使用的数据列平稳的原假设,表明该序列不平稳,需要对差分序均来自于《中国统计年鉴》(1981、1983—2010)和《湖列继续进行检验。若原序列均为非平稳序列,而他北统计年鉴》(1990、1999),并通过计算获得;少部分们的R阶差分均为平稳序列,即协整变量有相同的确实难以获取的数据,通过相反指标求逆或加权处单整阶数,则可以用协整理论来研究变量之间的长理的方式进行近似替代。本文所使用数据均为期动态均衡关系。1978—2009年度数据,C和PY都换算成以1978年(2)协整检验。协整检验的目的是决定一组非为不变价的可比数据。平稳序列的线性组合是否具有协整关系,也可用来2.单位根检验判断线性回归方程设定是否合理。协整关系检验最由协整的定义知,在检验湖北省农村居民人均常用的方法是Engle-Granger(1987)提出的EG两纯收入对人均消费支出的协整关系之前,需要对各步法,其过程如下:变量的平稳性进行单位根检验。利用对第一步是对时间序列{Xt}的分量序列进行静lnC、lnPY进行单位根检验,结果见表1。表1 湖北农民实际持久收入与消费对数值的单位根检验结果变量检验类型(C,T,K)ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值结论lnC(C,T,1)不平稳D(lnC)(0,0,1)平稳*lnPY(C,T,1)不平稳D(lnPY)(0,0,1)平稳* 注:检验类型中的C表示带常数项(取0表示无常数项),T表示带趋势项(取0表示无趋势项),K表示滞后阶数。*表示在5%的水平下显著。
第5期郭更臣等:湖北农村居民持久收入与消费的协整分析41 由表1可以看出,湖北农民实际持久收入和消D(lnC)=+(lnPY)-费对数序列的ADF统计量的绝对值均小于10%临(-1)+εt(5)界值的绝对值,因此,所有变量在原水平上都是非平 t=() () ()稳序列。经过一阶差分后,它们的ADF统计量的拟合优度:;DW值:;F值:绝对值均大于5%显著水平临界值的绝对值,不存上述结果表明,湖北农村居民年人均生活费支在单位根,即两个序列都是平稳的。因此,湖北农民出的变化不仅取决于持久收入的变化,而且还取决实际持久收入和消费对数序列均是一阶单整I(1)于上一期生活费支出对均衡水平的偏离。误差项序列,二者可能存在协整关系,可以采用Engle-UT(-1)的估计系数为体现了对偏离的修Granger两步检验法进行协整检验。正,上一期偏离越远,本期修正的量就越大,即系统3.协整检验与协整方程存在误差修正机制。误差修正模型表明湖北省农村先对两变量做静态回归,即采用普通的最小二居民人均持久收入与人均年消费支出之间具有短期乘法进行回归,建立如下回归方程:动态均衡关系。lnCt=++u^t(4)t=()() 三、结论及政策建议拟合优度:;DW值:;F值:由协整方程可知,长期均衡中,弹性系数为从协整结果可以看出,该模型拟合优度较高,但,湖北农村居民收入增加1%,可以使消费水是DW值仅为,小于5%水平下的临界值平提高%;短期均衡中,误差修正系数为,所以该模型序列存在自相关,但较小的,使得%的偏离均衡部分会在一年之值并不影响lnC、lnPY之间存在的协整关系。内得到调整。从而,实证表明1980-2009年湖北省再对(4)式的残差u^t进行单位根检验。检验残农村居民持久收入和消费支出之间存在着协整关差序列的平稳性,即判断残差序列是否有单位根,也系,即存在着长期稳定的均衡关系。这既符合Frid-就是采用ADF检验来判断其是否平稳。通过对残man的持久收入假说,也符合湖北农村居民的实差u^t进行检验,残差u^t的ADF值的绝对际,从而验证了持久收入假说的正确性。值大于1%显著水平临界值的绝对值,所以消费对持久收入的弹性高达,短期弹性u^t序列在1%的显著水平下拒绝原假设,因此可以为,这反映了湖北农民总体仅仅解决了温饱确定u^t是平稳序列,即u^t~I(0)。上述结果表示,问题,其生活还有待进一步改善,收入有待进一步提lnC和lnPY之间存在协整关系,协整向量为高。此外,无论从长期还是短期来看,如果农村居民(1,)。而且,从上式可知,从长期来看,湖经济条件得以改善,将有更多需求被激发出来,从而北农民实际持久收入每增加1%,会使农民人均从整体上大幅度扩大我国的内部需求。因此,关注消费支出增加%。因此,湖北省农村居民农民持久收入,提高农民收入水平,对缩小我国贫富人均纯收入与其消费支出之间存在长期的均衡差距和拉动消费水平具有更大的意义。关系。湖北省作为一个农业大省,二元经济结构十分4.误差修正模型的建立突出,农村居民持久收入水平低,消费能力不足。切通过以上协整分析,得到湖北省农村居民人均实提高湖北农村居民实际持久收入是现阶段提高农年纯收入与人均年消费支出之间的长期均衡关系,民消费水平的重点问题,也是关乎国计民生的大事。但如果要知道他们之间的短期动态均衡关系,即这因此,在积极推进城乡一体化,建设社会主义新农村两个变量偏离它们共同的随机趋势时的调整速度,的进程中,作为政策的制定者、实施者,各级政府应必须通过建立误差修正模型来解决。误差修正模型为农民增收提供合理的政策导向,采取切实可行的既考虑了长期均衡关系,又有短期调节作用,把生活措施稳步提高农村居民的持久性收入水平,从根本费支出的短期行为与长期变化联系起来。根据以上上激活农村消费市场和提高农村居民的消费水平。分析,以lnC的一阶差分D(lnC)为因变量,以lnPY的一阶差分D(lnPY)、滞后一期的误差修正项UT参 考 文 献(-1)为自变量,建立如下误差修正模型:[1] [M].
4 2华中农业大学学报(总95期)Princeton:PrincetonUniversityPress,1957.国农村观察,2006(2):43-48.[2] 夏少斐.持久收入理论对有效需求不足的解释和启示[J].上海[8] 财经大学学报,2000,2(1):[J].JournalofMoney,CreditandBank-[3] 李玲霞.论持久收入在促进国民消费增长中的作用[J].华中理ing,2007,39(2-3):615-638.工大学学报:社会科学版,2000,14(1):92-96.[9] CAMPBELLJY,,current[4] 朱呈访.增加农民持久性收入扩大农村消费的对策建议[J].消incomeandconsumption[J].JournalofBusiness&Economic费导刊,2009(11):,1990,8(3):265-279.[5] 叶彩霞,陈绍军,施国庆.农民持久收入及其对消费的影响分析[10]SABELHAUSJ,-incometheoryex-[J].农村经济,2010(11):-sectionconsumptionpatterns?[J].TheReviewof[6] 刘莹.陕西省居民收入与消费的研究———基于永久性收入假说EconomicsandStatistics,2000(3):431-438.模型的分析[J].内蒙古科技与经济,2008(1):3-4.[11]张世英,樊智.协整理论与波动模型———金融时间序列分析及[7] 董长瑞,梁纪尧.中国农民持久收入与消费的协整分析[J].中应用[M].2版.北京:清华大学出版社,’PermanentIncomeandConsumptioninHubeiProvinceGUOGeng-chen,PENGDai-yan(CollegeofEconomics,HuazhongUniversityofScience&Technology,Wuhan,Hubei,430074)Abstract Itisgeneralybelievedthatpermanentincomeisthebasicfactortodetermineresidents’-itureofruralresidentsinHubeiprovincefrom1978to2009,,-quently, ruralresidents;permanentincome;consumption;cointegration;ECM(责任编辑:金会平)
