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      我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的協(xié)整研究及政策建議

      2012-07-16 11:11:52強(qiáng)
      華東經(jīng)濟(jì)管理 2012年9期
      關(guān)鍵詞:格蘭杰城鎮(zhèn)居民支配

      徐 強(qiáng)

      (安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,安徽 淮南 232001)

      由于消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一,并且一般要占到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的三分之二以上,消費(fèi)始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要內(nèi)容。當(dāng)前對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō),由于受到國(guó)際和國(guó)內(nèi)的影響,國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情況是:一是最終消費(fèi)支出占GDP的比重在1978年為62.1%、1980年65.5%、1990年為62.5%、2000年為62.3%和2010年為47.4%;二是同期最終消費(fèi)支出對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)分別是:39.4%和4.6%、71.8%和5.6%、47.8%和1.8%、63.8%和5.4%、36.8%和3.8%;三是同期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出占最終消費(fèi)支出的比重分別是29.79%、30.61%、39.41%、49.91%和54.75%。四是另?yè)?jù)統(tǒng)計(jì)資料顯示,城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向也有逐步下降的趨勢(shì),2010年中國(guó)城鎮(zhèn)人口占到總?cè)丝诒戎氐?9.95%。最終消費(fèi)支出比重偏低、貢獻(xiàn)率不高、拉動(dòng)作用不強(qiáng)和居民消費(fèi)需求不振等諸多問(wèn)題將長(zhǎng)期伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。中共中央《關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃的建議》中指出:要著力破解制約擴(kuò)大內(nèi)需的體制機(jī)制障礙,加快形成消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新局面;要把擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點(diǎn),進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力,逐步使我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)總體規(guī)模位居世界前列。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求對(duì)居民消費(fèi)支出、進(jìn)而對(duì)最終消費(fèi)水平有著重要的影響,由此可見(jiàn)研究我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為,不僅有重要的現(xiàn)實(shí)意義,而且有深遠(yuǎn)的理論意義。

      目前研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問(wèn)題的文獻(xiàn)較多,大致基本上是從三個(gè)層面展開(kāi)研究的:一是全國(guó)城鄉(xiāng)居民對(duì)比的視角,主要有孫慧鈞(2004)[1]、楊冬梅(2006)[2]、張啟春,馮曉莉(2007)[3]、潘文軒(2010)[4]等;二是全國(guó)城鎮(zhèn)居民的獨(dú)立視角,主要有張繼海,臧旭恒 (2005)[5]、田青 (2008)[6]等;三是分省及其以下的視角,主要有謝昌浩,阮萍(2004)[7]、呂潔 (2005) 等[8-9]。以上的研究歸結(jié)起來(lái),主要由兩個(gè)問(wèn)題:一是樣本數(shù)據(jù)較少,研究結(jié)論的可靠性值得商榷;二是計(jì)量研究缺乏一定的統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)。本文的最大創(chuàng)新點(diǎn)是解決了研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為問(wèn)題的模型形式選擇單一的問(wèn)題。

      一、研究方案的設(shè)計(jì)

      (一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

      樣本數(shù)據(jù)取自1978—2010年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》[10]和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2011》[11]。分別以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(uhi)和人均生活費(fèi)支出(uhc)反映城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)水平,并用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1978年=100)對(duì)uhi與uhc數(shù)據(jù)進(jìn)行平減,同時(shí)對(duì)實(shí)際城鎮(zhèn)居民可支配收入和人均消費(fèi)支出分別取對(duì)數(shù),記作luhi和luhc。

      (二)理論依據(jù)

      居民的消費(fèi)行為通常用消費(fèi)函數(shù)來(lái)描述,不同的消費(fèi)函數(shù)均是從消費(fèi)與收入的關(guān)系來(lái)展開(kāi)探索的。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家們基于各種不同的消費(fèi)理論假設(shè),創(chuàng)建了多種消費(fèi)函數(shù)[12],如凱恩斯(J.M.Keynes)的絕對(duì)收入假說(shuō)、弗里得曼(M.Fuied?man)的持久收入假說(shuō)、莫迪里安尼(F.Modigliani)的生命周期假說(shuō)和杜森貝里(J.S.Duesenbeuuy)的相對(duì)收入假說(shuō)等等。以上的理論假說(shuō)最后都?xì)w結(jié)到收入是決定消費(fèi)的最主要因素,探討收入與消費(fèi)是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,以及收入對(duì)消費(fèi)的影響成了研究的關(guān)鍵問(wèn)題。目前,可以說(shuō)西方完整的消費(fèi)函數(shù)理論體系是我國(guó)學(xué)者們對(duì)居民消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證研究的理論基礎(chǔ)。

      (三)研究的思路與方法

      第一,分別構(gòu)建描述城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的消費(fèi)與收入關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型。利用excel2003和eviews分別進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和回歸分析[13],估計(jì)出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型的參數(shù)值,并對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。第二,進(jìn)行協(xié)整與誤差修正模型分析。格蘭杰定理[14]認(rèn)為如果變量間是協(xié)整的,則它們存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,且它們間的短期非均衡關(guān)系總能夠由一個(gè)誤差修正模型表述。將依據(jù)協(xié)整理論,結(jié)合實(shí)證分析的情況調(diào)整模型的設(shè)定形式,以便更好地模擬城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為。第三,提出有關(guān)結(jié)論和可能的政策選擇建議。

      二、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究

      (一)統(tǒng)計(jì)描述

      由圖1可知,隨著居民人均可支配收入的不斷提高,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出水平也有較大幅度的提示。就城鎮(zhèn)居民可支配收入來(lái)說(shuō),名義量從343.4元逐年遞增至19109.44元,32年間漲了55.6倍,增加了18766元,年均增長(zhǎng)率為170.77%;扣除價(jià)格水平上漲后,居民可支配收入實(shí)際量從133.57元逐年遞增至3315.88元,32年間增漲了9.66倍,增加了2972.48元,年均增長(zhǎng)率為27.055%。就城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出來(lái)說(shuō),名義量從311.16元逐年遞增至13471.45元,32年間漲了43.29倍,增加了13160.29元,年均增長(zhǎng)率為132.17%;扣除價(jià)格水平上漲后,居民消費(fèi)支出實(shí)際量從311.16元逐年遞增至2337.58元,32年間增漲了7.51倍,增加了2026.42元,年均增長(zhǎng)率為20.35%。又據(jù)筆者計(jì)算,同期GDP與人均GDP的變化情況是:名義量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至403259.96億元和29991.82元,32年間分別漲了110.63和78.67倍,分別增加了399614.74億元和29610.59元,年均增長(zhǎng)率分別為342.58%和242.72%;扣除價(jià)格水平上漲后,GDP與人均GDP的實(shí)際量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至75049.99億元和5610.35元,32年間分別漲了20.59和14.72倍,分別增加了71404.77億元和5229.12元,年均增長(zhǎng)率分別為61.21%和42.86%。因此,無(wú)論是從增長(zhǎng)的幅度、增加的程度,還是發(fā)展的速度來(lái)說(shuō),城鎮(zhèn)居民的可支配收入都無(wú)法GDP與人均GDP相提并論?;蛟S可以這樣說(shuō),雖然居民的收入水平在增長(zhǎng),但相對(duì)于改革開(kāi)放的初期,居民的相對(duì)福利水平卻變差了,也就是說(shuō)相對(duì)于GDP與人均GDP的增長(zhǎng)的幅度、增加的程度,還是發(fā)展的速度來(lái)說(shuō),城鎮(zhèn)居民的收入水平雖然有增長(zhǎng),但收入是低的、增長(zhǎng)的卻是慢的。

      觀察城鎮(zhèn)居民消費(fèi)—收入散點(diǎn)圖圖1,發(fā)現(xiàn)消費(fèi)與收入間的關(guān)系基本上穩(wěn)定地呈線性變化。對(duì)消費(fèi)傾向的統(tǒng)計(jì)分析又發(fā)現(xiàn),短期平均消費(fèi)傾向apc從1978—1988年表現(xiàn)變化較為平穩(wěn),1998年達(dá)到最高值0.9354以后的年份呈較緩慢下降的趨勢(shì),即1989—2010年的消費(fèi)傾向一直在下降,變化不大。而短期邊際消費(fèi)傾向mpc波動(dòng)劇烈:1989年最低時(shí)達(dá)-48.98,1985年最高時(shí)為5.098,另外還有1981年、1983年和1995年等三年的值分別都大于1。此外,在1978—2010年間的長(zhǎng)期平均消費(fèi)傾向和長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向分別為0.7821和0.7811。

      圖1 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入的關(guān)系(1978—2010年)

      (二)協(xié)整研究

      1.單位根檢驗(yàn)

      采用ADF[15]方法檢驗(yàn),對(duì)兩隊(duì)四組變量及其差分序列進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn),以保證后續(xù)研究的科學(xué)性。本部分實(shí)證分析均運(yùn)用Eviews6.0軟件[16],滯后階數(shù)采用SIC準(zhǔn)則自動(dòng)確定(最大滯后階數(shù)設(shè)定為7),ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

      表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

      由表1可知,經(jīng)過(guò)二階差分后的uhc和uhi序列ADF檢驗(yàn)值均小于1%、5%和10%顯著水平下臨界值,luhc和luhi序列經(jīng)過(guò)一階差分后的ADF檢驗(yàn)值也均小于1%顯著水平下臨界值;原序列uhc、uhi及其一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值卻均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值,luhc、luhi原序列的ADF檢驗(yàn)值也均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值。這說(shuō)明四個(gè)原序列、以及uhc和uhi的一階差分序列都是非平穩(wěn)時(shí)間序列,但消費(fèi)和收入的二階差分序列、以及消費(fèi)對(duì)數(shù)和收入對(duì)數(shù)的一階差分序列都是平穩(wěn)時(shí)間序列,即消費(fèi)、收入、消費(fèi)對(duì)數(shù)和收入對(duì)數(shù)序列都不是平穩(wěn)的時(shí)間序列,而分別是二階單整序列和一階單整序列,可記為:uhct~I(xiàn)(2)、uhit~I(xiàn)(2)、luhct~I(xiàn)(1)和luhit~I(xiàn)(1)。

      2.協(xié)整分析

      (1)模型構(gòu)建。經(jīng)初步反復(fù)試驗(yàn)后可以建立如下消費(fèi)—收入的回歸模型,具體模型分別為:

      其中:β0、δ0為常數(shù)項(xiàng),β1、β2和β3分別為uhit、uhct-1和uhit-1的系數(shù);δ1、δ2為luhit和luhit-1的系數(shù);uhc為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出;uhi為人均可支配收入;luhc為消費(fèi)支出取對(duì)數(shù)后的值;luhi為可支配收入取對(duì)數(shù)后的值;ε、ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)用協(xié)整回歸法可分別估計(jì)出如下方程:

      從回歸結(jié)果(3)和(4)式可以看出,兩式中各個(gè)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于5%顯著水平下的臨界值,說(shuō)明所選擇的解釋變量都很顯著;F值很大也表明模型較顯著;調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá)到0.998以上,模型擬合很好;經(jīng)偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn),也不存在自相關(guān);又經(jīng)ARCH檢驗(yàn),兩式也不存在異方差,因此說(shuō)明建立的消費(fèi)—收入關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型(3)、(4)式都能通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn),模型的解釋能力非常強(qiáng)。

      由(3)式可知,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出不僅僅受當(dāng)期收入的影響,而且還受前期消費(fèi)和前期收入的共同影響。具體來(lái)說(shuō),城鎮(zhèn)居民人均可支配收入本期增加100元,會(huì)使本期消費(fèi)增加約66.15元。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)還存在“棘輪效應(yīng)”,表現(xiàn)為上期消費(fèi)水平對(duì)本期消費(fèi)支出有強(qiáng)烈的消費(fèi)示范性:前一期消費(fèi)增加100元,會(huì)使本期消費(fèi)增加77.5元。也就是說(shuō)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不能擺脫過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣,即使當(dāng)期收入水平下降了,但輕易不隨收入的降低而減少消費(fèi),而易于隨收入的提高增加消費(fèi)。這或許也反映了現(xiàn)在廣大城鎮(zhèn)居民迫切想提高消費(fèi)水平,追求美好生活的良好愿望。前期收入水平與當(dāng)期消費(fèi)顯著地負(fù)相關(guān),即當(dāng)城鎮(zhèn)居民前期收入提高100元時(shí),反而會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民現(xiàn)期消費(fèi)起約51.2元的制約作用。這點(diǎn)可能是受幾千年來(lái)的古訓(xùn)“積谷防饑,養(yǎng)子防老”的影響,居民形成的節(jié)儉美德體現(xiàn);也可能是隨著改革的深入,特別是醫(yī)療、住房、教育和社會(huì)保障制度等等的深化改革,導(dǎo)致收入預(yù)期不穩(wěn)定,有錢也要省著花。自發(fā)消費(fèi)約為33.96元,雖然是水平偏低些,卻較符合經(jīng)濟(jì)含義。

      由(4)式可知,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出對(duì)數(shù)不僅僅受當(dāng)期收入對(duì)數(shù)的影響,而且還受前期收入的影響。當(dāng)本期收入增長(zhǎng)1%,會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)0.5719%;當(dāng)前期收入增長(zhǎng)1%,會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)0.3111%。也就是說(shuō),消費(fèi)收入的長(zhǎng)期彈性為0.883,是缺乏彈性的。

      (2)協(xié)整檢驗(yàn)。將運(yùn)用EG檢驗(yàn)法[17](Engle—Grange檢驗(yàn))來(lái)檢驗(yàn)消費(fèi)與收入、消費(fèi)對(duì)數(shù)與收入對(duì)數(shù)變量之間的協(xié)整性。分別從(3)和(4)式得到殘差序列εt與ξt的線性組合方程,并運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)序列εt與ξt分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果如表2。

      表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

      從檢驗(yàn)結(jié)果表2可以看出,兩式中得到殘差序列εt與ξt的ADF值都小于5%和10%顯著性水平的臨界值,于是可以判定兩殘差序列εt與ξt都是平穩(wěn)序列,即:εt~I(xiàn)(0)與ξt~I(xiàn)(0)。結(jié)合前文得出的結(jié)論:uhct~I(xiàn)(2)、uhit~I(xiàn)(2)、luhct~I(xiàn)(1)和 luhit~I(xiàn)(1),可以得出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與可支配收入之間具有協(xié)整性,二者之間的確存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,即:uhit,uhct~CI(2,2)和luhit,luhct~CI(1,1)。最終構(gòu)建出反映消費(fèi)與收入之間關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型都通過(guò)了各項(xiàng)檢驗(yàn),對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與可支配收入之間的相互關(guān)系具有較強(qiáng)的解釋力度。

      3.誤差修正模型的建立

      以穩(wěn)定的時(shí)間序列εt與ξt作為誤差修正項(xiàng),可分別建立如下誤差修正模型[18]:

      各項(xiàng)檢驗(yàn)均通過(guò)。在兩模型中,各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。這樣,被解釋變量消費(fèi)和消費(fèi)對(duì)數(shù)的波動(dòng)可以分為兩部分:一部分是短期波動(dòng),一部分是長(zhǎng)期均衡。

      在(5)式中,依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量,城鎮(zhèn)居民可支配收入短期變化100元,將引起消費(fèi)的相同方向65.63元的變化;ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度,從系數(shù)估計(jì)值-0.5363看,若t-1時(shí)刻城鎮(zhèn)居民消費(fèi)大于其長(zhǎng)期均衡解,ecm為正,則使得t期的消費(fèi)增量減少;否則,會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié),體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)消費(fèi)的控制。短期ecm對(duì)消費(fèi)性支出的調(diào)整較大,這一點(diǎn)也在一定程度上可以解釋為什么邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)較大。

      在(6)式中,依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量,城鎮(zhèn)居民短期當(dāng)期人均可支配收入的變化1%,將引起居民消費(fèi)的相同方向的變化0.5788%;城鎮(zhèn)居民短期前期人均可支配收入的變化1%,也將引起居民消費(fèi)的相同方向0.288%的變化;ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度,從系數(shù)估計(jì)值-0.8518看,調(diào)整力度是很大的:若t-1時(shí)刻城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)數(shù)大于其長(zhǎng)期均衡解,ecm項(xiàng)為正,則使得Δluhct減少;否則,會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié),亦體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)luhct的控制。

      由(3)和(5)式可知城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期乘數(shù)kL為0.95;短期乘數(shù)kS為0.6563,這也可以在一定程度上解釋為什么城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較小的原因,符合統(tǒng)計(jì)資料反映的現(xiàn)實(shí)。由(4)和(6)式亦可知城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入的長(zhǎng)期彈性eL為0.883;短期彈性eS為0.8668,亦反映了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及其增長(zhǎng)對(duì)收入及其增長(zhǎng)的依賴。

      4.格蘭杰因果關(guān)系

      對(duì)變量間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果如表3。

      表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

      結(jié)合上表可知,城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系,即居民可支配收入是消費(fèi)的格蘭杰因果原因,反過(guò)來(lái)消費(fèi)也是收入的格蘭杰因果原因;收入對(duì)數(shù)與消費(fèi)對(duì)數(shù)間存在單向因果關(guān)系:收入對(duì)數(shù)是消費(fèi)對(duì)數(shù)的格蘭杰因果原因,而消費(fèi)對(duì)數(shù)不是收入對(duì)數(shù)的格蘭杰因果原因。

      (三)線性或?qū)?shù)線性模型:MWD檢驗(yàn)

      根據(jù)以上分析可知,表面上看線性和對(duì)數(shù)線性模型都不錯(cuò),下面將利用MWD檢驗(yàn)[19]哪種模型設(shè)定更好。

      H0:線性模型:消費(fèi)是收入的線性函數(shù);

      H1:對(duì)數(shù)線性模型:消費(fèi)對(duì)數(shù)是收入對(duì)數(shù)的線性函數(shù)。

      限于篇幅,僅給出利用MWD檢驗(yàn)的結(jié)果如表4。

      表4 線性和對(duì)數(shù)線性模型檢驗(yàn)結(jié)果

      由表4結(jié)果可知,H0的MWD檢驗(yàn)的結(jié)果在1%、5%和10%水平上是顯著地為零;而H1的MWD檢驗(yàn)的結(jié)果在1%、5%和10%上也是顯著地為零。于是在1%、5%和10%水平上,線性模型的假設(shè)與對(duì)數(shù)線性模型的假設(shè)都不能拒絕,即兩種模型的形式都是可以接受的。

      三、結(jié)論與建議

      根據(jù)上述分析,可得出的結(jié)論和建議有:

      一是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,并且當(dāng)消費(fèi)與收入的關(guān)系偏離長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡值時(shí),消費(fèi)會(huì)自動(dòng)地向均衡方向調(diào)整。這說(shuō)明在長(zhǎng)期城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長(zhǎng)是制約其消費(fèi)增長(zhǎng)的主要因素,兩者間存在格蘭杰因果關(guān)系也是證明。消費(fèi)和收人存在長(zhǎng)期共同增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系,就可能性來(lái)說(shuō),若要刺激居民消費(fèi)長(zhǎng)期增長(zhǎng),必須考慮從長(zhǎng)期來(lái)提高居民的收入水平,即在長(zhǎng)期,只有收入的不斷地增長(zhǎng)才能帶動(dòng)和維持居民持續(xù)的消費(fèi)增長(zhǎng)。

      二是消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入的影響,而且還受前期收入與前期消費(fèi)的共同影響。由于我國(guó)處在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期,外部環(huán)境的不確定性大大增強(qiáng),居民必須考慮預(yù)防性儲(chǔ)蓄,保留足夠的儲(chǔ)蓄以應(yīng)付不確定的未來(lái)收入和支出需求。上期消費(fèi)出現(xiàn)過(guò)度支出,必然導(dǎo)致本期支出作大幅度的調(diào)整。又由于消費(fèi)心理等方面慣性因素的影響,一般城鎮(zhèn)居民并不會(huì)立即改變消費(fèi)習(xí)慣,傾向于與維持現(xiàn)有的消費(fèi)水平。還有過(guò)快的產(chǎn)品升級(jí)等技術(shù)上的原因,導(dǎo)致一些消費(fèi)者就心存觀望,比如ipad手機(jī)的換代升級(jí)。因此,就必要性來(lái)說(shuō),一些能消除不確定性,預(yù)期結(jié)果明確且有助于提高收入水平的政策會(huì)對(duì)消費(fèi)需求增長(zhǎng)有一些影響。

      三是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入之間存在著短期的波動(dòng)關(guān)系,反映出城鎮(zhèn)居民短期消費(fèi)容易受到消費(fèi)心理、政策和預(yù)期等外部沖擊的影響,而發(fā)生一定幅度的波動(dòng)?,F(xiàn)在任何降息、抑制、分流居民儲(chǔ)蓄的臨時(shí)性措施,都不可能切實(shí)提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和收入的長(zhǎng)期均衡比例,只是在短期內(nèi)引起一定程度的波動(dòng),而這種波動(dòng)在后期總會(huì)得到校正,這也解釋了多次降息為何沒(méi)有達(dá)到刺激消費(fèi)的預(yù)期效果。因此,就現(xiàn)實(shí)性來(lái)說(shuō),要有效啟動(dòng)消費(fèi)、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),政府應(yīng)加快收入分配制度改革,保證收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相協(xié)調(diào),適當(dāng)增加政府轉(zhuǎn)移支付,切實(shí)提高中低收入者收入水平,縮小不同收入階層之間的收入差距,促進(jìn)城鎮(zhèn)居民整體平均消費(fèi)傾向的提高;要開(kāi)展多種形式的職業(yè)培訓(xùn),切實(shí)解決失業(yè)問(wèn)題;要繼續(xù)深化、完善失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等社會(huì)保障體制,提高有關(guān)改革措施的透明度,減少居民對(duì)未來(lái)預(yù)期的不確定性;要發(fā)展消費(fèi)信貸,實(shí)現(xiàn)信用消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用;要實(shí)施消費(fèi)補(bǔ)貼政策,積極營(yíng)造新的消費(fèi)熱點(diǎn),推動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)層次的升級(jí)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理化,進(jìn)而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的合理配置,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)又好又快地發(fā)展。

      四是城鎮(zhèn)居民的長(zhǎng)、短期消費(fèi)的乘數(shù)都較小,從而客觀上形成城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低的現(xiàn)實(shí)。

      五是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期彈性、短期彈性都小于1,也反映了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)主要依靠可支配收入的增長(zhǎng),且收入較低。

      六是就城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為而言,在線性模型和線性代數(shù)模型間進(jìn)行選擇時(shí),都較為合理。

      [注 釋]

      ①***表示通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn);**表示通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn);*表示通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn);全文表示相同。

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