任鑫　邱杰

本文利用四川省城鎮(zhèn)居民收入和消費的相關(guān)數(shù)據(jù)，對四川省城鎮(zhèn)居民的消費水平進行實證研究分析。研究發(fā)現(xiàn)，長期來看收入水平的提升能很大程度地促進居民的消費水平的提高，收入每增加1%，消費增加0.944%。

一、引言

1978年到2016年四川省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從338增長到28335，增幅為8383.14%；人均消費性支出從314.2元增加到20660元，增幅為652.93%。根據(jù)以上數(shù)據(jù)我們不難看出，四川省經(jīng)濟水平自1978年來雖然大幅提升，但是并沒有伴隨著收入和居民消費的明顯增加。本文通過實證分析來研究四川省城鎮(zhèn)居民消費支出和收入水平的實際關(guān)系。

二、實證分析

（一）變量、數(shù)據(jù)及模型

我們選擇1978-2017年四川省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出作為因變量，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為自變量。為減小異方差影響，首先對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換。模型假定為：（式1）

其中表示年消費。表示第年收入。為回歸方程截距項，表示居民的基本生活消費支出。代表消費支出在收入中所占比例。表示隨機性誤差。

（二）模型估計

基于式1，根據(jù)最小二乘法得到模型：（式2）

關(guān)于式2，為0.9995，擬合程度較高。和的p值分別為0.0000和0.0000，通過檢驗，說明和都是顯著的。統(tǒng)計值為80923，大于，說明方程整體顯著。DW統(tǒng)計值為1.2598，小于DW下臨界值為1.435，不能通過DW檢驗。若應(yīng)用模型2，將出現(xiàn)偽回歸的問題。

（三）平穩(wěn)性檢驗

式2可能存在自相關(guān)性，我們對所有變量進行平穩(wěn)性檢驗，尋求它們之間的協(xié)整關(guān)系。利用Eviews，計算得出消費性支出和可支配收入在0階和1階都是非平穩(wěn)變量，但在二階時是平穩(wěn)變量，即和都是二階單整變量。

（四）協(xié)整檢驗

對于非平穩(wěn)變量，當它們都是同階單整變量時，可以通過協(xié)整檢驗來驗證它們是否存在長期均衡關(guān)系。我們選擇E-G兩步法來進行協(xié)整檢驗。根據(jù)式2計算出殘差序列，然后對進行平穩(wěn)性ADF檢驗。計算發(fā)現(xiàn)發(fā)現(xiàn)的ADF值小于1%的顯著性水平下的臨界值，即是平穩(wěn)的。于是，我們可以得到和之間存在長期的均衡關(guān)系，式2即是對這種長期均衡關(guān)系的刻畫，協(xié)整向量為（1， -0.9440）。因此從長期來看可支配收入每提升1%，消費性支出提升0.9440%，居民收入對消費支出的影響很大。

（五）格蘭杰因果檢驗

我們選擇格蘭杰因果檢驗來探討和之間的因果關(guān)系。對平穩(wěn)變量和進行格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)不是的格蘭杰原因和不是的格蘭杰原因這兩個原假設(shè)同時被拒絕，說明消費性支出和可支配收入互為格蘭杰因果原因。收入的增長會導致人們擴大消費；消費增長后，對收入的提高也有促進作用。

（六）ECM模型估計

為了探究消費和收入之間的短期關(guān)系，我們建立誤差修正模型（ECM）來進行分析。以的一階差分作為被解釋變量，以的一階差分和模型2的殘差序列滯后一期的變量作為解釋變量，我們建立的ECM模型如下：

（式3）

等于0.8174，說明模型擬合效果較好。和對應(yīng)的p值分別為0.0000和0.0002，在1%的顯著性水平下均通過檢驗。F統(tǒng)計值能通過F檢驗，說明模型整體顯著。DW值為2.0984說明基本不存在序列自相關(guān)。調(diào)整系數(shù)為-0.6529，小于零，符合反向修復機制。每年消費和收入之間存在著短期的偏差，但通過-0.6529 的調(diào)整力度向長期均衡狀態(tài)糾正。

三、結(jié)論與建議

通過實證分析，我們發(fā)現(xiàn)四川省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出和人均可支配收入存在著協(xié)整關(guān)系，長期來看人均可支配收入每提升1%，人均消費性支出則相應(yīng)提升0.9440%，可以看出居民收入的增加對與消費支出的提升所起作用很大。而且四川省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出和人均可支配收入互為格蘭杰因果原因。通過估計的ECM模型，可以看出每年城鎮(zhèn)居民的消費支出和可支配收入之間存在著短期的偏差，但通過-0.6529 的調(diào)整力度向長期均衡狀態(tài)糾正。（作者單位為成都理工大學 管理科學學院）