多方程分析方法在居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究中的應(yīng)用

1、多方程分析方法在居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究中的應(yīng)用作者：馬雅男吳素星尤笑宇來源：統(tǒng)計(jì)學(xué)會(huì)發(fā)布日期：2010-08-0211:36:00消費(fèi)，作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一，已經(jīng)成為拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。本文嘗試通過利用多方程分析法，對北京改革開放三十年來居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，判斷居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用，并探尋這一影響作用的傳導(dǎo)路徑。一、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響本部分運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、鄉(xiāng)村居民消費(fèi)與北京經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的影響關(guān)系進(jìn)行研究分析。1.1變量說明和數(shù)據(jù)選擇選取了1978-2008年間北京市人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)

2、居民人均消費(fèi)支出、鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年北京統(tǒng)計(jì)年鑒1。首先，對以上三項(xiàng)數(shù)據(jù)分別除以當(dāng)年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（定基指數(shù)），以消除價(jià)格因素的影響；其次，為了克服數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別取自然對數(shù)，用lnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）、lncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lncopCOST（鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出）表示。1.2序列圖從人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出、鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出的序列圖中可以看到，lnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）、lncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lncopCOST（鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出）存有明顯的共同發(fā)展的趨勢，考慮將其各自一

3、階差分。圖1地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村居民消費(fèi)序列圖直觀的看，DlnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）、DlncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、DlncopCOST（鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出）趨勢不明顯，并且具有比較相似的變化周期，這是存在協(xié)整關(guān)系的典型特征。圖2一階差分后地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村居民消費(fèi)序列圖1.3變量的單位根檢驗(yàn)單位根檢驗(yàn)一般有ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，考慮到前者是后者的特殊情況，適用于序列無異方差的情況,PP檢驗(yàn)的使用范圍更廣一些2,我們使用馬克威5.0軟件對以上三項(xiàng)變量及其一階差分進(jìn)行PP檢驗(yàn)，得到結(jié)果分別如下：耗：單悅風(fēng)檢轍計(jì)一訕?biāo)?yàn)一階差汙嘉LapGDPIhCLpCOSTJo

4、copCCST.93fi550075.792882L4.45038136臨畀值加平$閥-L.95-1.134.95表2單位根檢驗(yàn)銃計(jì)量Phillip.Pemm檢驗(yàn)一階差分后）DlnpGDPDincipCOSTDincopCOST檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-1.943546314-2.692502856-2.785837646臨界值（水平5%）-1.95-1.95-1.95DlnpGDPDlncipCOSTDlncopCOST檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-1.943546314-2.692502856-2.785837646臨界值（水平5%）-1.95-1.95-1.95單位根檢驗(yàn)顯示差分前各變量的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于各自臨界值，說

5、明序列是非平穩(wěn)的；一階差分后各變量的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于各自臨界值，差分后的變量是平穩(wěn)過程，這也與序列圖得出的判斷一致。1.4變量的協(xié)整檢驗(yàn)關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)方法，當(dāng)前常用的有EG（Engle-Granger）兩步法的JJ（Johansen-Jusdius）跡統(tǒng)計(jì)量法（或稱最大特征法），由于后者的許多優(yōu)點(diǎn)，JJ檢驗(yàn)得到了廣泛應(yīng)用。本文使用馬克威5.0軟件，采用JJ跡統(tǒng)計(jì)量法。檢驗(yàn)結(jié)果如下。表3特征根跡檢驗(yàn)（trace檢驗(yàn)）特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值無協(xié)整關(guān)系0.50447738735.2252372235.19275至塞1個(gè)0.30334804614.863110820.26184至塞2個(gè)-0.140

6、1967724.380499S919.164546結(jié)果說明：lnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）、lncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lncopCOST（鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出）三者之間在5%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明他們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。協(xié)整方程如下（均通過檢驗(yàn)）：lnpGDP=0.661898+0.907275*lncipCOST+0.174084*lncopCOST修正的R平方=0.957101從長期看，北京市1978年以來的地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和鄉(xiāng)村居民消費(fèi)支出具有穩(wěn)定的關(guān)系，從影響程度來看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響更大，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對地區(qū)生產(chǎn)總

7、值的彈性為0.907275，鄉(xiāng)村居民消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性為0.174084。誤差修正模型協(xié)整反映了兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)序列之間的一種長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，組合的結(jié)果就是這些序列與均衡之間的誤差，稱為均衡誤差。在模型中包含協(xié)整關(guān)系，即是用協(xié)整組合的均衡誤差對模型進(jìn)行修正，這類模型稱為誤差修正模型（ErrorCorrectionModel，ECM）。通過誤差修正模型研究lncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lncopCOST（鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出）對lnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）的短期波動(dòng)規(guī)律。得到短期波動(dòng)誤差修正模型如下（均通過檢驗(yàn)）。lnpGDP=-0.226172+0.968112*ln

8、pGDP（-1）+0.396597*lncipCOST-0.330793*lncipCOST（-1）+0.172283*lncopCOST-0.162399*lncopCOST（-1）調(diào)整的復(fù)相關(guān)系數(shù)=0.992820SSE=0.048231F統(tǒng)計(jì)量=802.9745根據(jù)上述協(xié)整方程以及誤差修正模型可以推導(dǎo)得到誤差修正模型的另一個(gè)形式。模型的解釋通過此模型可以較好的觀察到lncipCOST（城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lncopCOST（農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出）的短期波動(dòng)對lnpGDP（人均地區(qū)生產(chǎn)總值）的影響程度。首先，從短期看，lncipCOST(城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出)、lncopCOST(農(nóng)村

9、居民人均消費(fèi)支出)的變化對lnpGDP(人均地區(qū)生產(chǎn)總值)的變化均有正向促進(jìn)作用。其次，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化量對地區(qū)生產(chǎn)總值的變化影響大于農(nóng)村居民消費(fèi)變化量對地區(qū)生產(chǎn)總值的變化影響。這顯示出北京市的消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在二元差異。最后，誤差修正項(xiàng)前的負(fù)數(shù)表明由于地區(qū)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)長期均衡使得短期內(nèi)地區(qū)生產(chǎn)總值的非均衡狀態(tài)逐漸向長期的均衡狀態(tài)趨近。二、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的路徑分析上文運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型對北京市地區(qū)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村居民消費(fèi)進(jìn)行了研究，得到居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長具有長期均衡關(guān)系的結(jié)論。在此基礎(chǔ)上，下文嘗試運(yùn)用VAR理論對居民消費(fèi)變化影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)路徑進(jìn)行分析。

10、2.1居民消費(fèi)變化影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)路徑的定性研究在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，經(jīng)濟(jì)增長通常被規(guī)定為產(chǎn)量的增加。在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，消費(fèi)、投資和凈出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長“三駕馬車”。而同時(shí)，經(jīng)濟(jì)的增長也同樣會(huì)促進(jìn)消費(fèi)的增加。這是因?yàn)椋S著經(jīng)濟(jì)的增長，國民收入也會(huì)增加。在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中，凱恩斯認(rèn)為，隨著收入的增加，消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)的增加不及收入增加的多，消費(fèi)和收入的這種關(guān)系稱作消費(fèi)函數(shù)。因此，在研究居民消費(fèi)變化影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)路徑時(shí)，有必要引入收入這一變量。通過引入這一變量，可以更好的描述消費(fèi)變化與經(jīng)濟(jì)增長之間動(dòng)態(tài)的相互影響、作用的傳導(dǎo)路徑。VAR模型的建立本文采用的數(shù)據(jù)為1978年-2008年北京市人均地

11、區(qū)生產(chǎn)總值(pGDP)、城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)支出(cipCOST)、城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入數(shù)據(jù)(cipINC)三個(gè)指標(biāo)。為了克服數(shù)據(jù)中的異方差，我們?nèi)∽匀粚?shù)并用LNpGDP、LNcipCOST、LNcipINC表示。由上述檢驗(yàn)可知，LNpGDP、LNcipCOST、LNcipINC均為一階單整序列，且之間存在著協(xié)整關(guān)系，滿足建立VAR模型的前提，下面建立VAR模型。VAR模型中一個(gè)重要的問題就是確定滯后階數(shù)p。原則上，在選擇滯后階數(shù)時(shí)，一方面應(yīng)使滯后階數(shù)足夠大，以便完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征；另一方面，滯后階數(shù)越多，模型的自由度越小。在這里我們運(yùn)用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。當(dāng)

12、滯后期為1時(shí)，AIC和SC的數(shù)值最小。因此，這里的VAR模型的最佳滯后期為1。在對模型的自相關(guān)性、異方差性、正態(tài)性進(jìn)行檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上3,得到VAR傳導(dǎo)模型如下：LNpGDP=0.47+0.99*LNpGDP(-1)-0.62*LNcipCOST(-1)+0.56*LNcipINC(-1)LNcipCOST=0.63+0.11*LNpGDP(-1)+0.25*LNcipCOST(-1)+0.53*LNcipINC(-LNcipINC=0.21+0.13*LNpGDP(-1)-0.46*LNcipCOST(-1)+1.28*LNcipINC(-1)模型的解釋首先，從第一個(gè)模型可以看出，滯后一期的人均

13、GDP、人均消費(fèi)性支出和人均收入對于居民的本期消費(fèi)性支出都有正向的影響，但滯后一期人均收入的增長對人均消費(fèi)性支出的影響更大。這說明提高收入水平對拉動(dòng)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需的作用明顯。同時(shí)，值得注意的是，滯后一期的人均消費(fèi)性支出對于本期的消費(fèi)性支出同樣有正的影響。這種影響可以用宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的相對收入消費(fèi)理論來解釋。相對收入消費(fèi)理論由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利提出，他認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過去的消費(fèi)習(xí)慣以及周圍消費(fèi)水準(zhǔn)的影響。因此改變消費(fèi)習(xí)慣對提高消費(fèi)水平也有重要的作用。其次，人均可支配收入對滯后一期的人均GDP的變化更為敏感。綜合第二、第三個(gè)模型，我們可以看出，滯后一期的人均GDP的變化對人均可支配收入和人均消費(fèi)

14、性支出影響的支出都是正的，但人均可支配收入對滯后一期的人均GDP的變化更為敏感。這是由于人均GDP的變化對人均收入的正向影響是直接的，而對于人均消費(fèi)性的影響是間接的。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，經(jīng)濟(jì)增長對消費(fèi)的影響主要是通過帶動(dòng)人均收入的增長，從而拉動(dòng)消費(fèi)的增長。同時(shí)，根據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，消費(fèi)的增加不及收入增加的多，即存在邊際消費(fèi)傾向。而同時(shí)根據(jù)邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，增加的收入中用于增加消費(fèi)的部分越來越少，因此在模型中，人均可支配收入對滯后一期的人均GDP的變化更為敏感。最后，人均可支配收入的增長落后于人均GDP的增長。由第三個(gè)模型我們可以看出，雖然滯后一期GDP的增長對本期收入的影響為正向的，但其拉

15、動(dòng)作用還較小。滯后一期的人均GDP增長1個(gè)百分點(diǎn)，僅帶動(dòng)人均收入增長0.12個(gè)百分點(diǎn)。這說明在北京市經(jīng)濟(jì)的快速增長過程中，人均可支配收入的增長相對較慢。因此，通過加大收入分配調(diào)控力度，加大工資等收入占GDP中的比重，使經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展真正帶動(dòng)居民收入的快速增長，這也是拉動(dòng)北京市消費(fèi)增長的重要手段。三、文章不足及未來研究方向由于時(shí)間和水平所限，文章還存在一定的不足。在模型建立方面，對于建立的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)路徑的VAR模型，其不足及未來研究的方向如下：一是由于VAR模型無法給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，即在模型的右端不含內(nèi)生變量的當(dāng)期值，因此變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系在此模型中是無法解釋的，而結(jié)構(gòu)VAR模型(SVAR模型)可以解決這一問題。因此，未來