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农村居民收入与消费的协整关系分析 ——以四川省为例
来源:互联网 sk005 | 苏兆国
【分  类】 农业与自然
【关 键 词】 农民收入;农民消费;协整
【来  源】 互联网
【收  录】 中文学术期刊网
正文:

  [摘要]运用协整和误差修正模型,以四川省农村为例,对农民收入与消费之间的协整关系进行了实证分析,探讨该地区的农民收入与消费之间是否存在长期、稳定的均衡关系。

  [关键词]农民收入;农民消费;协整

  [中图分类号]063.2 [文献标识码]A

  一、前言

  收入和消费之间存在长期均衡和短期波动,经济学家们对这一规律,从理论和实证方面给了充分的证明。当许多传统的计量经济学模型在20世纪70年代的经济动荡面前预测失灵时,误差修正模型(error correction model ,ECM)却显示了它的稳定性和可靠性。C.J.Granger把这种长期的稳定关系称为:“协整(Cointegration)关系”,于是,诞生了“协整理论”。20世纪80年代,戴维逊等人运用计量经济学领域兴起的协整技术,通过建立误差修正模型将收入与消费的长期均衡关系与短期波动结合起来,从而把消费函数带入了一个新的领域。协整和误差修正模型的产生,为解决伪回归问题提供了坚实的基础。它们的进一步应用,协调了收入和消费的长期均衡与短期波动的矛盾,为研究收入消费关系提供了科学的方法。

  随着我国市场经济体制的逐渐完善,大量的经济现象促进了国内经济理论的研究步伐。例如,20世纪90年代末,国内经济出现了消费需求不足的现象。1998年中国城镇居民平均消费倾向为0.799,比1981年下降了14个百分点;随着消费倾向的降低,消费需求由90年代的过热转为疲软[1]。如何解释这一现象并保持国内居民的需求健康发展,国内代表性的成果有:秦朵(1990)首次运用误差修正模型解释了中国居民收入和消费的关系,并分析了居民总收入与总消费之间的长期关系和影响波动的短期因素;赵文奇(1996)应用协整的检验方法研究了天津居民的收入消费关系,建立了二者之间的协整关系;韩立岩(1998)运用协整方法和模糊分析方法验证了不同制度时期的协整关系;冀县卿(2003)以协整与误差修正模型为主要工具,分析了城镇居民消费行为的规律。

  农村居民的生活水平在改革开放的初期得到了长足的提高,人均消费水平从1985年的人均347元增长到了1999年的1927元,但城镇和农村的消费水平差距却越来越大,从1985年的2.3:1增长到3.5:1(城乡消费水平对比,没有剔出城乡价格不可比的因素。中国统计年鉴,2002)。这意味着城乡的生活水平的差距随着人均收入总量增加也在增加。我国农村人口比重较大,“农民安则国治”。保持经济和社会的稳定发展,加快提高农民的生活消费水平是必要的。本文以四川省为例,分析农村居民收入消费之间的协整关系。

  二、 协整与误差修正模型

  在研究收入消费关系时,传统的消费函数是建立在回归的基础上的,要求收入和消费的时间序列数据是稳定的,没有随机趋势或确定性趋势。然而,经济生活中的收入消费时间序列通常都是非稳定的。以普通最小二乘法[2]建立收入消费关系模型,就会产生拟合优度R2很高,DW统计量接近2的“伪回归”。协整技术与误差修正模型的出现解决了这一问题。

协整关系是一种长期稳定的关系。如果时间序列X1t、X2t、……、Xkt都是d阶单整,存在向量=(、、……、),使得Xt’是d-b阶单整,其中,b>0,Xt’=(X1t、X2t、……、Xkt),则时间序列X1t、X2t、……、Xkt是(d,b)阶协整。居民的收入和消费额都是流量的时间序列,以当年价格表示时,经常表现为2阶单整[3]。所以居民收入时间序列Yt和居民消费额时间序列Xt,如果满足下列条件,则二者之间就存在协整关系:(1)Yt、Xt是I(2)的,而其二阶差分是平稳的;或(2)存在非零常数d,Yt-dXt~ I(0),即是平稳的。此外,如果Yt、Xt是协整的,则另一种等价形式,即ECM如下:

其中:,,

, 是协整参数,为调解均衡偏差的幅度,平稳。ECM把长期均衡的项作为解释变量加入模型当中,与短期调解有机结合起来,使Yt沿长期趋势变化,从而可以对经济问题进行分析和预测。

  为了确定时间序列是否具有协整关系,我们首先检验Yt、Xt时间序列单根的阶数(采用ADF等检验方法),如果二者具有相同阶数的单根,我们再进一步检验它们的协整关系。协整检验可以通过残差序列的单位根检验得到。

  三、 四川省农村居民收入与消费的实证分析

  本文以四川省农村居民的人均收入为例,数据的样本区间为1980—2001年,四川省农民家庭平均每人纯收入、农村家庭平均每人生活消费支出(表1),来自《四川省统计年鉴》、《重庆市统计年鉴》和《中国统计年鉴》。由于1996年以后的重庆市统计数据不计入《四川省统计年鉴》,会影响本文结论的可信度,所以对1996年以后的数据进行加权处理(表1中括号中的数据),经过处理后,统计数据的口径达成一致[3]。

  表1四川省农民家庭平均每人纯收入和消费支出

(单位:元) year scrin scrtle year scrin scrtle 1980 187.90 159.50 1991 590.21 552.39 1981 220.98 183.87 1992 634.31 569.46 1982 256.00 208.23 1993 698.27 647.43 1983 258.39 231.12 1994 946.33 904.28 1984 286.76 251.83 1995 1158.29 1092.91 1985 315.07 276.25 1996 1459.09(1469.07) 1358.03(1343.11) 1986 337.94 310.92 1997 1680.69(1692.36) 1440.48(1415.24) 1987 369.46 348.32 1998 1789.17(1795.17) 1440.77(1428.93) 1988 448.85 426.47 1999 1843.47(1839.51) 1426.06(1407.35) 1989 494.07 473.59 2000 1903.60(1898.02) 1485.34(1440.44) 1990 557.76 509.16 2001 1986.99(1979.09) 1497.52(1486.34) 上表中scrin代表四川省农民家庭平均每人纯收入,scrtle代表四川省农村家庭平均每人生活消费支出,对它们进行d阶差分变换,相应的记为、。

  我们使用Dickey- Fuller(DF)检验和Augment Dickey- Fuller(ADF)检验方法检验时间序列变量scrin、scrtle的单根和分析它们之间的协整关系,该方法要求模型的误差结构为相互独立和齐次分布。因此序列相关性必须首先被检验和修正。我们使用Gauss的软件包gpe编辑检验程序来完成全部分析任务。

首先使用Durbin-Watson界限检验,通过软件包gpe中的程序模块,检测时间序列变量scrin的一阶自相关性[4],:First-Order Rho = 0.67623,Durbin-Watson Test Statistic =0.65568。Rho是一阶相关系数()的估计,其值的范围在-1到+1之间,我们可以看到scrin存在自相关问题。由Durbin-Watson有界检验可知,21个观测值和2个解释变量,在5%的显著水平上回归的临界值下界为1.22。在统计意义上正的自相关是显著的。

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