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    我國城鄉(xiāng)居民消費與收入的動態(tài)關聯(lián)性——來自向量自回歸模型的驗證

    2013-07-31 09:02:44李優(yōu)柱
    中國流通經(jīng)濟 2013年1期
    關鍵詞:關聯(lián)性城鎮(zhèn)居民城鄉(xiāng)居民

    李優(yōu)柱

    (華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,湖北 武漢 430070)

    一、引言

    居民消費需求不足已成為我國當前亟需解決的關鍵問題。如何解決這一問題,在學界爭論不休,尚未形成一致的意見。鑒于此,本文從消費與收入的視角出發(fā),對我國城鄉(xiāng)居民的消費與收入之間是否存在關聯(lián)性進行分析,然后在向量自回歸(VAR)模型框架下就此關系加以具體描述,并對如何提高居民實際收入水平、有效擴大內(nèi)需(即消費)提供對策建議。

    國外學者古普塔[1]運用因素增強向量自回歸方法評估貨幣政策對南非實際房價的影響,研究結論表明貨幣政策對房價有負面沖擊,并且房價對貨幣政策的反應存在異質(zhì)性。中國學者朱琛等[2]對城鄉(xiāng)居民收入差距對消費差距的影響進行實證研究,并對城鄉(xiāng)居民收入差距進行分組分析,結論表明,城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入差距為消費差距最大的影響因素,其次為工資性收入差距、經(jīng)營性收入差距、轉(zhuǎn)移性收入差距。魏君英等[3]研究了城鄉(xiāng)居民收入差距指數(shù)與城鄉(xiāng)居民消費差異指數(shù)、城鄉(xiāng)居民平均消費傾向之比、農(nóng)村居民平均消費傾向三個指標的關系。研究顯示,城鄉(xiāng)居民收入分配差距對農(nóng)村消費需求有顯著影響;城鄉(xiāng)居民收入分配差距越大,消費差異也越大,但農(nóng)村居民平均消費傾向在下降,農(nóng)村居民相對消費得越來越少。黎明[4]對云南省城鄉(xiāng)居民收入與消費關系進行協(xié)整分析,建立了誤差修正模型,結果顯示云南城鄉(xiāng)居民消費表現(xiàn)出對收入的較強依賴性,提出擴大內(nèi)需應著力于提高城鄉(xiāng)居民收入水平。牛似虎[5]運用協(xié)整分析與回歸等方法,分析收入差距對我國城鄉(xiāng)居民消費的影響,結果表明,收入差距對我國城鄉(xiāng)居民消費的影響存在顯著差異,收入差距的擴大減少了城鄉(xiāng)居民的消費支出?;仡櫳鲜鑫墨I,多數(shù)學者主要研究城鄉(xiāng)居民收入差距與消費差距的關系,但從城鄉(xiāng)居民收入分類的角度研究二者關系的較少,本文運用Spearman相關系數(shù)法定量確定二者的關聯(lián)性,從向量自回歸視角出發(fā),對城鄉(xiāng)居民收入與消費之間的動態(tài)性進行定量分析。

    二、我國城鄉(xiāng)居民收入與消費發(fā)展變化宏觀分析

    為了確保宏觀分析的真實性與客觀性,數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》的人民生活項目。統(tǒng)計對象為我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入與消費發(fā)展變化數(shù)據(jù)。調(diào)查的時間范圍分別為2001~2010年(針對城鎮(zhèn)居民)和2002~2010年(針對農(nóng)村居民)。在整個調(diào)查中,將城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入消費進行分類統(tǒng)計,[6]具體的分類標準可參見《中國統(tǒng)計年鑒》。考慮到文章篇幅,在此僅展示城鎮(zhèn)數(shù)據(jù),具體參見表1和表2。

    從表1和表2中可以清晰地看出,就城鎮(zhèn)居民收入而言,不同收入類型均呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的趨勢,其中收入級別越高,對應增幅也就越明顯,從而導致在基點年份存在的微小收入差距,通過有限時間發(fā)展呈現(xiàn)逐步放大的趨勢。同時,就城鎮(zhèn)居民消費而言,不同收入類型的消費均呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的趨勢,其中收入級別越高,對應的消費增幅也就越明顯,從而導致在基點年份存在的并不顯著的消費差距正在逐步增大,這個增幅與收入增幅有趨于一致的態(tài)勢。

    表2 我國城鎮(zhèn)居民人均年消費性支出分類匯總表 單位:元

    同理,對我國農(nóng)村居民類似口徑下的收入和消費數(shù)據(jù)匯總并進行對應的分析,可以看出,就農(nóng)村居民的收入與消費變化而言,其趨勢與城鎮(zhèn)居民收入和消費的變化態(tài)勢基本雷同,均為收入差距和消費差距隨著發(fā)展而逐步增大,收入差距的增幅與消費差距的增幅基本一致。下面我們就用統(tǒng)計學分析的方法,確定收入發(fā)展與消費發(fā)展存在統(tǒng)計學意義上的相關性。

    三、我國城鄉(xiāng)居民收入與消費之間相關性的統(tǒng)計驗證

    從我國城鄉(xiāng)居民收入與消費發(fā)展變化宏觀分析研究中,可以看出收入與消費之間存在同態(tài)變化趨勢,但是這一發(fā)現(xiàn)不能確定二者之間是否確實存在相關性。因此,采用Spearman相關系數(shù)檢驗,[7]該檢驗方法的具體原理如下:

    對于數(shù)據(jù)序列{(x1,y1),…,(xi,yi),…,(xn,yn)},采用Spearman相關系數(shù)分析法,首先需要將數(shù)據(jù)序列{x1,...,xi,...,xn}進行排序,依次求得每個元素排序的位置。比如元素xi在整個序列中的排序位置為Pxi,稱其為元素xi的秩數(shù)。其次對數(shù)據(jù)序列{y1,...,yi,...,yn}進行排序,依次求得每個元素排序的位置。比如元素yi在整個序列中的排序位置為Pyi,稱其為元素yi的秩數(shù)。隨后將元素對(xi,yi)的秩數(shù)相減,得到秩差di=Pxi-Pyi。利用該數(shù)值以及數(shù)據(jù)序列元素總數(shù)n來求得Spearman相關系數(shù)。[8]

    利用該計算方法,對分類情形下的我國城鄉(xiāng)居民收入與消費之間是否存在關聯(lián)性進行驗證。為了保證分析的客觀性,對各項數(shù)據(jù)進行量綱化處理。具體處理的方法是,用城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)除以城鎮(zhèn)消費價格指數(shù),用農(nóng)村數(shù)據(jù)除以農(nóng)村消費價格指數(shù)。結合該項數(shù)據(jù)及前述相關數(shù)據(jù)的聯(lián)合處理結果,并采用Spearman相關分析方法,得到如下相關性結果。城鎮(zhèn)居民中,最低收入戶、最低收入戶中的困難戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶、最高收入戶口徑下,居民收入與消費的Spearman相關系數(shù)均為1。農(nóng)村居民中,中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶、高收入戶口徑下,居民收入與消費的Spearman相關系數(shù)均為1;而在農(nóng)村居民中,低收入戶口徑下,居民收入與消費的Spearman相關系數(shù)為0.983。由此可以確定,在0.95以上的置信度下,無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民,其消費與收入之間是存在顯著關聯(lián)性的。下面我們就在此基礎上,進行我國城鄉(xiāng)居民消費與收入的動態(tài)關系計量研究。

    四、我國城鄉(xiāng)居民收入與消費之間的動態(tài)關聯(lián)性研究

    按照經(jīng)典經(jīng)濟學的理論分析研究成果,消費與收入之間是存在滯后性影響的。這一點可以從Ramsey-Cass-Koopmans模型以及其他著名的模型中得到。該類理論用數(shù)學語言描述如下:

    變量Xiaofeit代表第t期的消費總額;變量Shourut-1代表第t-1期的收入總額;變量C1為常數(shù)項系數(shù);變量m代表回歸周期;變量aij代表對應變量的系數(shù)。

    此分析框架未確定回歸周期的具體大小以及對應變量的系數(shù)。對于以上未知參數(shù),需要利用基礎數(shù)據(jù)進行計量分析得到。針對這一問題,我們結合前述得到的基礎數(shù)據(jù),分別對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民進行計量模型回歸分析。在城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的分析中,又具體到各種不同收入類型的居民進行專項分析。我們發(fā)現(xiàn),農(nóng)村居民“前第一期消費對本期消費的貢獻系數(shù)”按照低收入、中低收入、中等收入、中高收入、高收入的排列順序,對應的具體數(shù)值依次為 0.076925、0.079329、0.326063、0.201620、0.196668。另外,農(nóng)村居民“前第一期收入對本期消費的貢獻系數(shù)”按照前述順序,對應的具體數(shù)值依次為0.673949、0.592340、0.361818、0.395358、0.322091。從基本面(即常系數(shù))來看,按照前述順序,對應的具體數(shù)值依次為-46.83223、-64.46528、-24.69687、-23.79430、51.36369。在此項分析研究過程中,主要統(tǒng)計數(shù)據(jù)單位根檢驗,所得各根的模大小均小于1,這就證明了自回歸模型是符合基本要求的。同時,另一系列主要統(tǒng)計數(shù)據(jù)可決系數(shù)和調(diào)整后的可決系數(shù),其數(shù)值均大于0.95。按照統(tǒng)計學和計量經(jīng)濟學的要求,在0.95的置信度下,上述所得的計量模型都是顯著的。由此我們確定,計量實驗所得結果是符合要求的。下面我們就對計量結果進行分析。

    從整個分析結果可以看出,農(nóng)村居民收入與消費之間僅僅存在一期滯后性,且前第一期的收入對本期消費的貢獻系數(shù)為正數(shù),取值范圍在0.3~0.7之間。只是隨著收入水平的不斷提高,貢獻系數(shù)呈逐漸降低的趨勢,其中僅在中等收入和中高收入之間出現(xiàn)短暫的反彈。另外,從分析結果中可以看出,農(nóng)村居民收入與消費之間的基本面是在正向與負向之間變動的。這一點可以從反映基本面的常系數(shù)取值中看到。就總體而言,農(nóng)村居民消費的基本面變化是隨著收入的逐漸升高而同步正向提升的。同樣,在中等收入與中高收入期間,正向增長趨勢出現(xiàn)短暫的停頓。基本面的反轉(zhuǎn)點(即從負向轉(zhuǎn)變?yōu)檎虻呐R界點)是出現(xiàn)在中高收入與高收入之間。這一點尤為重要,說明現(xiàn)有農(nóng)村居民收入過低,要實現(xiàn)通過提升收入來推動消費,必須保證農(nóng)村居民收入在現(xiàn)有的中高收入與高收入水平之間。

    與上類似,我們將城鎮(zhèn)居民的計量分析結果匯總可以看出,城鎮(zhèn)居民“前第一期收入對本期消費的貢獻系數(shù)”按照最低收入、最低收入—困難、低收入、中等偏下收入、中等收入、中等偏上收入、高收入、最高收入的排列順序,對應的具體數(shù)值依次為 -0.234821、0.290004、 -0.096722、0.404275、-0.288997、1.276711、-1.076673、1.313964。另外,城鎮(zhèn)居民“前第一期收入對本期消費的貢獻系數(shù)”按照前述順序,對應的具體數(shù)值依次為0.741641、0.360160、0.608049、-0.414453、-0.115559、-0.490870、1.115798、-0.128852。從基本面來看,按照前述順序,對應的具體數(shù)值依次為228.5364、158.6889、253.6554、570.2624、452.4616、42.78109、671.3855、-777.6385。與此同時,中等偏下收入、中等收入、中等偏上收入人群的前第二期消費與本期消費存在顯著的關聯(lián)性,其所對應的貢獻系數(shù)依次為-1.339245、0.183399、-1.041091。這三類人群的前第二期收入與本期消費存在顯著關聯(lián)性,其對應的貢獻系數(shù)依次為 1.395442、0.507703、1.032671。

    在此項分析研究過程中,主要統(tǒng)計數(shù)據(jù)單位根檢驗,所得各根的模大小均小于1,這就證明了自回歸模型是符合基本要求的。同時,另一系列主要統(tǒng)計數(shù)據(jù)可決系數(shù)和調(diào)整后的可決系數(shù)均大于0.95。按照統(tǒng)計學和計量經(jīng)濟學的要求,在0.95的置信度下,上述所得的計量模型都是顯著的。由此我們確定計量實驗所得結果是符合要求的。下面對計量分析結果進行分析。由于數(shù)據(jù)較多,采用表格分析并不直觀,故采用曲線分析的方式,對研究所得的主要參數(shù)——收入對消費的貢獻系數(shù)和常系數(shù)進行曲線分析。整個擬合依靠軟件Excel2007完成,擬合后的結果具體參見圖1、圖2。

    圖1 我國城鎮(zhèn)居民消費貢獻系數(shù)發(fā)展變化圖

    從圖1中可以看出,城鎮(zhèn)居民收入與消費之間部分情形下存在二期滯后性。就第一期貢獻系數(shù)的變化而言,其變化趨勢呈現(xiàn)V字形。中等偏下收入是該V字形的最低點,其數(shù)值小于0,而在V字形的左側端口(即初始點)其取值大于0。同樣在V的右側端口其取值也是大于0的。這就說明從一期角度來看,中等偏下收入的貢獻系數(shù)最低,而兩側類型即低收入類型、高收入類型的貢獻系數(shù)均較高。而從二期貢獻系數(shù)的變化來看,其變化趨勢依然為V字形,只是該V字形是倒置的。中等偏下收入此次變?yōu)閂字形的最高點,其數(shù)值均大于0,且大于前第一期下的V字形對應數(shù)值的絕對值。這就說明,中等偏下收入的城鎮(zhèn)居民不但延長了消費的生命周期,還擴大了對消費的直接貢獻。同時,在此倒置的V字形,其左右側端口均為水平端口,即低收入人群和高收入人群的消費生命周期未發(fā)生變化,依然僅僅為一期而已。

    從圖2可以看出,城鎮(zhèn)居民消費的基本面呈現(xiàn)M字形變化趨勢。就總體而言,該M字形的兩個峰分別出現(xiàn)在高收入和中等偏下收入,峰值均大于0,且中等偏下收入的峰值明顯低于高收入的峰值,這說明中等偏下收入和高收入對消費的正向促進作用是最為顯著的。與此同時,我們觀察到,在中等偏下收入人群達到基本面的最大值后,隨著收入的增加,基本面數(shù)值出現(xiàn)下滑,直到中等偏上收入人群達到基本面的極小值后出現(xiàn)反轉(zhuǎn)。綜合以上因素可以看到,中等偏下收入人群的消費基本面是最佳的,同時考慮到中等偏下收入人群的比例為20%,明顯高于高收入人群的比例10%。同時中等偏下收入人群的相鄰人群(低收入、中等收入和中等偏上收入人群)數(shù)量明顯高于高收入人群兩側人群數(shù)量??紤]到高收入的實現(xiàn)難度明顯高于中等偏下收入的實現(xiàn)難度,因此,有效擴大中等偏下收入人群的比例或者說是相對數(shù)量,對于促進消費的作用是最為顯著的,也是最易于實現(xiàn)的。

    圖2 我國城鎮(zhèn)居民消費基本面發(fā)展變化圖

    五、結語

    國內(nèi)外對于消費與收入之間的理論研究較多,實證類研究較少,針對具體國家和地區(qū)消費與收入之間的指導性計量研究則更是寥寥無幾。針對這一現(xiàn)實狀況,本文以我國城鄉(xiāng)居民消費與收入之間是否存在關聯(lián)性作為切入點展開研究。首先,通過統(tǒng)計年鑒獲取了城鄉(xiāng)居民收入與消費的相關數(shù)據(jù),初步確定了這二者具有同向變化規(guī)律。在此基礎上,采用統(tǒng)計學的分析方法,從相關系數(shù)角度出發(fā),對二者之間的關聯(lián)性進行統(tǒng)計驗證,結果表明,在95%的置信度下,我國城鄉(xiāng)居民消費與收入之間存在關聯(lián)性?;谶@一結論,利用向量自回歸模型,分類構建了各種收入層次水平下城鄉(xiāng)居民消費與收入之間的動態(tài)回歸模型,這一系列動態(tài)模型在95%的置信度下是可信的。通過對上述動態(tài)模型的深入分析,確定了農(nóng)村居民收入對消費的滯后影響只有一期,而城鎮(zhèn)居民收入對消費的滯后影響在收入達到中等水平時為兩期,其余情形下則為一期。這一結論基本確定了通過增加實際收入水平,將大部分城鎮(zhèn)居民實際收入水平提高或者穩(wěn)定在中等水平對消費的拉動作用是顯而易見的。同時,從消費與收入的基本面展開分析,發(fā)現(xiàn)在實際收入居于中等水平時,收入對消費的基本面作用依然是較為顯著的。因此,要實現(xiàn)擴大內(nèi)需的目標,增加中等收入水平人群比例是一條切實可行的路徑。

    [1]古普塔.南非實際房價增長的貨幣政策影響:一種因素增強向量自回歸方法[J].經(jīng)濟模型,2010,27(1):315-323.

    [2]朱琛,張月朗,王向楠.中國城鄉(xiāng)居民收入差距與消費差距研究——基于經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證(2002~2009)[J].湘潭大學學報(哲學社會科學版),2012(5):30-35.

    [3]魏君英,何蒲明.城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)村居民消費影響的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟,2011(3):84-88.

    [4]黎明.云南省城鄉(xiāng)居民收入與消費關系的協(xié)整分析[J].中國流通經(jīng)濟,2011(5):98-102.

    [5]牛似虎.收入差距對于我國城鄉(xiāng)居民消費影響的實證分析[J].中央財經(jīng)大學學報,2012(3):11-16.

    [6]尹音頻,譚軍,劉巍巍.國債融資能否影響居民消費需求——基于城鎮(zhèn)居民經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證分析[J].財經(jīng)科學,2012(9):11-16.

    [7]雷蒙德范徹.斯皮爾曼的原始模型計算[J].英國心理學雜志,1985,76(3):341-352.

    [8]王沁,王璐,何平.基于Spearmanρ的時變Copula模型的模擬及應用[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理,2011(1):15-19.

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