基于協(xié)整理論的河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費實證分析

吳　磊

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

?

·經(jīng)濟(jì)研究·

基于協(xié)整理論的河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費實證分析

吳磊

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

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

關(guān)鍵詞：收入；消費；協(xié)整；誤差修正模型

始于1978年的改革開放，極大地釋放了我國的社會生產(chǎn)力，提高了國民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的生產(chǎn)效率，國民財富快速增長，而這種改革成果也將以惠及民生作為落腳點。作為直接受益者，我國城鄉(xiāng)居民收入大幅增加，生活質(zhì)量不斷改善。但是，由于長期以來存在的“二元”結(jié)構(gòu)問題，城鄉(xiāng)差別已經(jīng)深入到我國社會發(fā)展的各個領(lǐng)域，其中與百姓生活密切相關(guān)的收入和消費的“二元”特征較為典型，城鄉(xiāng)之間始終存在收入、消費上的差異。作為國家主要農(nóng)業(yè)區(qū)域，河南省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展中的“二元”結(jié)構(gòu)問題尤為突出，這不僅導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民間不同消費理念、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象，運用協(xié)整理論和誤差修正模型，對城鄉(xiāng)居民收入與消費進(jìn)行分析。

一、河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費變動特征

(一)文獻(xiàn)回顧

從20世紀(jì)90年代開始，國內(nèi)學(xué)者通過各種計量模型研究收入與消費問題逐漸增多，并涌現(xiàn)出大量學(xué)術(shù)成果。趙文奇對協(xié)整的概念和檢驗方法進(jìn)行總結(jié)之后運用于天津居民收入與消費相關(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，對1952—1995年期間的消費數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)收入與消費的函數(shù)關(guān)系具有明顯的階段性特征[2]。孫鳳從消費總量和消費結(jié)構(gòu)兩方面運用協(xié)整、誤差修正模型、支出系統(tǒng)模型和Panel Data等方法研究了中國城鎮(zhèn)居民消費行為[3]。薛襄稷以1978—2002年的有關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對我國城鎮(zhèn)居民收入消費的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了研究，并探求了兩者之間的動態(tài)均衡關(guān)系[4]。曹鑫、黃曉治運用協(xié)整和誤差修正模型，對廣西1981—2004年期間的城鄉(xiāng)居民收入和消費之間關(guān)系進(jìn)行了實證研究[5]。上述研究將定性與定量相結(jié)合，通過計量結(jié)果更好地詮釋了收入與消費的相互關(guān)聯(lián)，對理論分析進(jìn)行了強有力的佐證。這些前期學(xué)術(shù)成果，為本文提供了研究方法、思路，下面將通過借鑒前人研究經(jīng)驗，以河南省為對象繼續(xù)開展有關(guān)這方面的研究。

(二)數(shù)據(jù)處理

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

圖1　河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費水平(1980—2014)

圖2　河南省城鄉(xiāng)居民收入、消費比(1980—2014)

(三)城鄉(xiāng)居民收入與消費的變動特征

從圖1看，河南省城鄉(xiāng)居民無論是收入還是消費支出均呈現(xiàn)較為明顯的兩個階段變化特征，大致以2000年為分界點，2000年前城鄉(xiāng)居民收入與消費增長較為緩慢，各指標(biāo)曲線在此階段較為平緩，而2000年之后，城鄉(xiāng)居民收入與消費均呈現(xiàn)出明顯增長態(tài)勢，并且城鎮(zhèn)居民的收入與消費增長明顯高于農(nóng)村居民。進(jìn)一步分析，如果用收入比、消費比反映城鄉(xiāng)間差距，那么從圖2看城鄉(xiāng)居民收入、消費差距波動較大，同時兩者具有較為相似的變化趨勢。20世紀(jì)80年代初，河南省城鄉(xiāng)居民收入比、消費比均呈快速下降趨勢，而后至90年代中后期，兩者又呈緩慢增長態(tài)勢，在此之后到2005年，收入比呈明顯的“U”形，即先下降后上升，而消費比同時期則呈上升趨勢，2005年之后兩者則呈緩慢下降趨勢。

二、河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費的協(xié)整分析

(一)單位根檢驗

協(xié)整理論是20世紀(jì)80年代中后期以來計量經(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)變量間蘊含的長期均衡關(guān)系[4]。按照協(xié)整理論，對變量之間進(jìn)行協(xié)整分析，前提是各變量時間序列滿足同階單整要求，這就需要對各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，即單位根檢驗。否則，如果直接利用OLS(普通最小二乘法)對具有時間趨勢的變量進(jìn)行回歸分析,有可能存在無任何經(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，對河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費進(jìn)行協(xié)整分析時，首先進(jìn)行單位根檢驗，以考察收入與消費時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)的異方差問題,對城鄉(xiāng)居民收入和消費作自然對數(shù)變換，而這種變換并不會改變原來的協(xié)整關(guān)系。變換后的農(nóng)村居民收入與消費時間序列對數(shù)形式分別為LNRI、LNRC，城鎮(zhèn)居民收入與消費時間序列對數(shù)形式分別為LNUI、LNUC。下面，將對LNRI、LNRC、LNUI、LNUC進(jìn)行單位根檢驗。檢驗時采用目前普遍使用的ADF單整檢驗法，該檢驗法的基本原理是通過n次差分的辦法將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，具體方法是估計回歸方程式[7]：

其中：Yt是待檢驗的時間序列，α是常數(shù)項，t為時間趨勢，p是滯后值，θi是隨機誤差項。該檢驗原假設(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，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(1980—2014)

圖4　河南省農(nóng)村居民LNUI、LNUC變動趨勢(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，變動方向基本一致，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)計軟件，對河南省城鄉(xiāng)居民收入和消費時間序列的單位根進(jìn)行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2　變量LNRI、LNRC、LNUI、LNUC序列單位根檢驗

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

從檢驗結(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，不能通過單位根檢驗，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單位根檢驗，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)居民的收入與消費序列同為一階單整，結(jié)果滿足進(jìn)一步對城鄉(xiāng)居民收入與消費進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。

(二)協(xié)整性檢驗

對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗的方法，最常用的主要有EG(Engle Granger)兩步檢驗法和約翰森(Johansen)檢驗法。其中，約翰森檢驗法通常用于多變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗,而EG兩步法多用于兩變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗[8]。鑒于本文只涉及收入、消費兩個變量，所以檢驗其協(xié)整關(guān)系時,采用EG兩步法較為合適。

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

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Eviews7.2軟件對上式進(jìn)行估計，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．對殘差做單位根檢驗

根據(jù)上述協(xié)整回歸方程，得出殘差序列為：

采用ADF檢驗法，分別對μt、υt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表3。

表3　變量μt、υt序列單位根檢驗

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

從檢驗結(jié)果看，μt的ADF統(tǒng)計值小于顯著性水平1%的臨界值，υt的ADF統(tǒng)計值小于顯著性水平5%的臨界值，說明殘差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)居民的收入與消費之間具有長期的均衡關(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%將帶來各自消費支出88.56%、85.64%的變化，收入變化對農(nóng)村居民消費的影響略高于城鎮(zhèn)居民。此外，方程中的常數(shù)項可代表自發(fā)性消費，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

通過協(xié)整檢驗，河南省城鄉(xiāng)居民收入與消費存在長期均衡關(guān)系。但短期內(nèi)則有可能出現(xiàn)失衡，為了增強模型精度，可以把協(xié)整回歸方程中的誤差項μt、υt看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把消費的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。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，即μt-1、υt-1。然后，對α、β、γ利用OLS進(jìn)行參數(shù)估計，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，短期中居民消費支出既受到收入變化的影響，還會受到上一年消費支出對均衡水平偏離的影響。誤差修正項ECMt-1的系數(shù)γ則反映了收入消費的短期波動偏離其長期均衡的程度，如果上一年消費偏低，即ECMt-1<0為負(fù)值，本年度消費就會提高；相反，若上一年消費偏高，即ECMt-1>0，本年度將會下降。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),符合反向修正機制，其經(jīng)濟(jì)意義在于誤差修正項將以37.38%、54.76%的幅度對收入消費偏離長期均衡狀態(tài)的情況進(jìn)行調(diào)整。

圖5　△LNRCt的實際值、擬合值、殘差

圖6　△LNUCt的實際值、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)居民收入變化對消費支出變化的影響系數(shù)分別為0.6473、0.5779，而長期中這一數(shù)值分別為的0.8856、0.8564。這說明，短期內(nèi)無論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，居民收入變化對消費支出的影響程度均小于長期。進(jìn)一步對比短期影響系數(shù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村高于城鎮(zhèn)，說明短期內(nèi)由于收入提高或降低，導(dǎo)致農(nóng)村居民消費支出發(fā)生了更為明顯的變化。這主要歸因于，由于城鎮(zhèn)居民各類保障機制更為完善、對未來收入預(yù)期更為樂觀等因素影響，當(dāng)收入出現(xiàn)暫時性的較大幅度波動后，城鎮(zhèn)居民對消費支出做出的調(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系數(shù)分別為-0.3738、-0.5476，可以看出農(nóng)村居民收入與消費的短期波動偏離長期均衡的幅度明顯小于城鎮(zhèn)居民，這說明農(nóng)村居民消費更加謹(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、保障機制等因素差異，不容許農(nóng)村居民出現(xiàn)收入與消費的大幅波動。

綜上所述，改革開放后由于受到城鄉(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差異，而這種差異將會導(dǎo)致難以建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的消費市場，最終影響居民需求增長。所以，降低河南省城鄉(xiāng)居民收入差距，消除城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費差異，改變農(nóng)村居民長期形成的消費理念、習(xí)慣，刺激城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民購買欲望并轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實購買力，是實現(xiàn)擴大居民消費需求的有效手段。基于此，提出以下建議。

(一)多措并舉，增加農(nóng)民收入

家庭經(jīng)營所得是農(nóng)村居民收入的主要來源，而效率低下的傳統(tǒng)家庭經(jīng)營方式成為制約農(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)營新模式，不斷提高勞動生產(chǎn)率和家庭經(jīng)營效益。除家庭經(jīng)營收入外，鼓勵廣大農(nóng)村富余勞動力通過“離土離鄉(xiāng)”或“離土不離鄉(xiāng)”等方式，從各類經(jīng)濟(jì)組織中獲取勞動報酬，合理引導(dǎo)農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)增加收入。同時，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，收入來源主要是工資所得，工資性收入是決定城鎮(zhèn)居民消費的重要因素。為此，需要繼續(xù)對現(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制。另外，因為個體、民營企業(yè)等非公經(jīng)濟(jì)組織將是未來吸納就業(yè)的主力，所以必須通過完善稅收、保險、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)居民工資收入來源的主要途徑。

參考文獻(xiàn)：

[1] 趙文奇. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)計量學(xué)中的協(xié)整理論[J]. 統(tǒng)計研究,1996,(6):51-58.

[2] 韓立巖. 收入──消費關(guān)系分段的模糊分析[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究,1998,(4):20-23+62.

[3] 孫鳳. 中國居民的不確定性分析[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究,2002,(2):58-63.

[4] 薛襄稷，朱志強，陳鋒明．我國城鎮(zhèn)居民收入消費的協(xié)整研究[J]．統(tǒng)計與決策，2005，(3)：105-107.

[5] 曹鑫，黃曉治．城鄉(xiāng)居民收入—消費關(guān)系及其差異的協(xié)整分析：以廣西為例[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，(2)：66-71.

[6] 蹤家峰，劉姍姍．基于協(xié)整與Granger因果分析的地區(qū)一體化進(jìn)程研究——以京津冀和長三角為例[J]．地域研究與開發(fā)，2008，27(2)：30-33.

[7] 董擁軍，邱長溶．中國社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整及因果分析[J]．生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2007，(2)：54-57.

[8] 汪旭暉，劉勇．中國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長：基于協(xié)整分析和Granger 因果檢驗[J]．資源科學(xué)，2007，29(5)：57-62.

[9] 楊軍．居民收入與消費均衡關(guān)系的協(xié)整分析[J]．統(tǒng)計與決策，2008，(20)：101-103.

[10] 夏金梅．河南省城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入差距的實證分析與機制創(chuàng)新研究[J]．信陽師范學(xué)院學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2014，34(4)：54-57.

(責(zé)任編輯：吉家友)

收稿日期：2016-04-21

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

作者簡介：吳磊(1977—)，男，河南上蔡人，碩士，講師，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

中圖分類號：F202

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：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