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摘 要：城镇居民消费与收入具有相互促进的影响，根据1991—2009年华北地区城镇居民消费和收入的面板数据，基于面板数据的单位根检验和协整理论，进行实证分析。结果表明，华北地区城镇居民受到中国人传统消费观念的影响，更多的倾向于储蓄，从总体上人均消费增长速度略低于人均收入的增长速度，即边际消费倾向递减，同时人均消费和人均收入之间可形成互动机制。
关键词：居民消费；居民收入；面板数据；协整分析；华北地区
中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）09-0115-02
引言
随着国民经济的迅猛发展，中国城镇居民生活水平不断提高，基本实现了从贫困到小康的历史性跨越。1991—2009年，随着经济的高速增长，中国人均消费水平翻了三番，人均实际收入也翻了近四番。但是同西方发达国家相比，中国以及其他一些东亚地区的储蓄率明显偏高而边际消费倾向较低。特别是从20世纪90年代开始，中国出现了持续的消费倾向偏低的现象。而人均收入，却在不断的增长，且区域差异性较大。在这种情形下，有必要研究中国城镇人均消费和人均收入之间的关系。本文选取华北地区为研究对象，运用面板数据的协整分析进行实证研究。
西方发达国家在消费和收入方面进行了大量研究，近年来，国内在这方面的研究也开始增多。大概分为三个阶段：第一阶段为线性回归模型阶段。国内一些学者如李子奈（1992）、臧旭恒（1994）等尝试用普通最小二乘回归、序列相关分析、自回归移动平均误差处理和多项式分布滞后模型等方法来研究消费与收入之间的关系，时间大约为20世纪90年代。第二阶段为单纯时间序列建模。如杭斌（2004）、孙慧钧（2004）等开始采用协整模型和误差修正模型来处理非平稳时序数据，从而有效地解决了伪回归问题。第三个阶段为面板数据分析建模。面板数据单位根和协整理论是时间序列的单位根和协整理论研究的继续与发展，它将来自时间序列的信息和来自横截面的信息结合起来，使对单位根和协整关系的推断检验更为直接和精确。
一、居民收入与消费的协整分析
（一）面板数据单位根检验
1.面板数据的单位根。对面板数据考虑如下AR（1）过程：
yit=ρiyi，t-1+xitβi+uit （i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）
不同截面之间的随机误差项uit为相互独立的随机扰动。若自回归系数|ρi|<1，则说明序列yi是稳定的，若|ρi|＝1则说明yi包含单位根。
2.面板数据的单位根检验方法。（1）Common unit root process（同质单位根检验法）。指各截面单元序列具有相同的单位根过程。具体检验方法有三种：LLC检验（Levin-Lin-Chu Test）、Breitung 检验、Hadri检验。（2）Individual unit root process（异质单位根检验法）。
3.面板数据单位根检验结果。为了消除异方差可能产生的影响和避免伪回归问题的发生，需要先对面板数据进行对数处理，分别记为LC和LI，然后进行单位根检验，以确定其平稳性。本文主要采用LLC检验和IPS检验，并且分别考虑了变量包含截距项、截距和时间，分别存在两种情况下的检验结果。结果表明，在只含有截距的检验情况下，两种方法的检验结果表明LC不存在单位根，而LI存在单位根，在含有截距项和趋势项的情况下，两种方法的结果为相伴概率同时拒绝原假设，表明变量不存在单位根。
（二）面板数据协整关系检验
在得出面板数据存在单位根后，再检验面板数据是否存在协整关系。协整关系的检验主要有两类：
一类是建立在Johansen协整检验基础上的Fisher （combinedJohansen）检验（Maddala and Wu，1999），Fisher（1932）成功利用多个个体独立检验的结果来进行整体的联合检验。Maddala and Wu（1999）基于Fisher的结论，通过联合单个截面个体JJ检验的结果获得对应于面板数据的检验统计量。主要步骤如下：第一，分别对截面个体i进行单独的JJ检验，设pi为截面个体i的特征根统计量或最大特征根统计量所对应的p值。第二，利用Fisher的结论建立如下统计量p=-2lnpiχ2（2n），Maddala and Wu 证明在“H0:存在相应个数协整向量”时，上述统计量p服从卡方分布。
一类是建立在Engle and Granger二步法检验基础上Pedroni检验（ Pedroni，1999）和Kao检验（Kao，1999），其中Pedroni构造的7个检验面板数据协整关系的统计量，前4个是用联合组内维度（within-dimension）来描述，即Panel v、Panel rho、Panel PP和Panel ADF统计量，另外3个用组间维度（between-dimension）描述，即Grouprho、Group PP和Group ADF统计量。
本文主要采用Kao（1999）提出的统计量来判断人均消费的对数（LC）与人均收入的对数（LI）之间是否存在协整关系。KAO协整检验结果t=-2.714663，Prob=0.0033所得到的统计量和相伴概率表明，LC和LI之间存在长期均衡稳定关系。
接下来利用面板数据的Fisher（combined Johansen）检验拒绝了变量LC与LI之间不存在协整关系的零假设，但不能拒绝这两个变量最多存在1个协整关系的零假设，所以变量LC和LI是协整的。检验结果（如表1所示）：
二、面板数据模型建立
格兰杰指出“如果时间变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰因果关系”，对于面板数据同样适用。根据格兰杰因果关系理论模型构造中的协整检验方程式（1）和式（2），通过面板OLS回归，得到两个协整方程的估计值。
LI=-0.274+1.108LC （1）
T （-8.16） （121.87）
R2=0.9938 AIC=-4.428
LC= 0.269+0.896LI （2）
T （9.564） （121.87）
R2=0.9938 AIC=-4.64
（1）式的估计值说明，LC每增长1个百分点，LI就增长1.108个百分点；反之，（2）式说明LI每增长1个百分点，LC就增长0.896个百分点，由此说明LC与LI之间存在长期双向的作用关系，但是LC对LI的影响程度要大于反向的影响程度，这就暗示从总体水平上，华北地区城镇居民随着人均消费水平的不断提高，人均收入也在不断提高，而且其增长速度要略快于人均消费的增长速度。也就是说，总体上华北地区的城镇居民人均收入水平较高，生活水平得到较大的改善，较为富裕。但是中国人长期以来有着“保守”的消费思想观念，“超前消费”意识不强，喜欢储蓄，所以人均消费的增长就略低于人均收入的增长。
三、结论
通过面板数据的协整分析表明，华北地区城镇居民人均消费的对数和人均收入的对数之间存在长期均衡稳定关系，格兰杰因果关系检验进一步肯定这种长期均衡稳定关系，同时也表明在短期内，人均收入的对数与人均消费的对数之间有偏离均衡关系的可能性，但其均衡状态可以较快恢复。总的说，通过上述定量分析方法，可以得出如下结论：一方面，可以知道华北地区城镇居民的人均消费和人均收入之间存在着长期均衡稳定的关系，同时平均收入水平的增长速度略高于平均消费水平的增长速度，但是受到中国人的传统思想观念的影响，这个地区的城镇居民总体上“超前消费”意识不强，略偏向于储蓄。另一方面，华北地区城镇居民的人均收入和人均消费两者之间的作用强度存在一定差异，但是研究结论再次证明两者之间存在较强的相关关系，在一定意义上面表明，高收入的地区消费水平也比較高，即收入与消费的互动机制基本形成，从而推动该地区经济的发展。
四、政策建议
据以上研究结论，针对华北地区城镇居民的消费现状，可从以下几方面改善华北地区居民的消费状况。首先，积极引导消费者转变传统的消费观。要通过网络等新媒介的合理宣传使人们改变依靠积蓄消费的保守消费观念。合理调整消费结构，采取有效措施引导和激发居民消费。培育新的持续性消费热点，拓宽消费领域。针对当前住房、汽车、旅游等消费热点，要加强行业的规范管理和创新力度。其次，加快收入分配体制改革，以促进居民消费的升级。制度环境影响居民消费。政府经济管理部门要从应从各地区的实际情况出发，着力从体制和政策上调整消费结构，启动不同层次的消费需求；千方百计拓宽就业渠道，提高就业率，着力提高居民收入，大力增强中低收入居民的消费能力。最后，放宽市场准入，鼓励各种类型的消费信贷的产生和成长，尤其是耐用消费品信贷的发展，要发展潜在的消费信贷市场，引入更多更好的适合实际需要的信贷品种。
参考文献：
[1] 樊纲，王小鲁.消费条件模型和各地区消费条件指数[J].经济研究，2004，(5):13-21.
[2] 李子奈.计量经济学:方法与应用[M].北京:清华大学出版社，1992:4-20.
[3] 臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海:上海人民出版社，1994:10-35.
[4] 杭斌，申春兰.经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期动态关系——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].管理世界， 2004，(5):25-32.
[5] 孙慧钧.中国居民消费的实证分析——运用协整理论对1978—2002年实际数据的分析[J].财经问题研究，2004，(11):79-82.
[6] 苏良军，何一峰，金赛男.中国城乡居民消费与收入关系的面板数据协整研究[J].世界经济，2006，(5):65-72.
[责任编辑 陈凤雪]
关键词：居民消费；居民收入；面板数据；协整分析；华北地区
中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）09-0115-02
引言
随着国民经济的迅猛发展，中国城镇居民生活水平不断提高，基本实现了从贫困到小康的历史性跨越。1991—2009年，随着经济的高速增长，中国人均消费水平翻了三番，人均实际收入也翻了近四番。但是同西方发达国家相比，中国以及其他一些东亚地区的储蓄率明显偏高而边际消费倾向较低。特别是从20世纪90年代开始，中国出现了持续的消费倾向偏低的现象。而人均收入，却在不断的增长，且区域差异性较大。在这种情形下，有必要研究中国城镇人均消费和人均收入之间的关系。本文选取华北地区为研究对象，运用面板数据的协整分析进行实证研究。
西方发达国家在消费和收入方面进行了大量研究，近年来，国内在这方面的研究也开始增多。大概分为三个阶段：第一阶段为线性回归模型阶段。国内一些学者如李子奈（1992）、臧旭恒（1994）等尝试用普通最小二乘回归、序列相关分析、自回归移动平均误差处理和多项式分布滞后模型等方法来研究消费与收入之间的关系，时间大约为20世纪90年代。第二阶段为单纯时间序列建模。如杭斌（2004）、孙慧钧（2004）等开始采用协整模型和误差修正模型来处理非平稳时序数据，从而有效地解决了伪回归问题。第三个阶段为面板数据分析建模。面板数据单位根和协整理论是时间序列的单位根和协整理论研究的继续与发展，它将来自时间序列的信息和来自横截面的信息结合起来，使对单位根和协整关系的推断检验更为直接和精确。
一、居民收入与消费的协整分析
（一）面板数据单位根检验
1.面板数据的单位根。对面板数据考虑如下AR（1）过程：
yit=ρiyi，t-1+xitβi+uit （i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）
不同截面之间的随机误差项uit为相互独立的随机扰动。若自回归系数|ρi|<1，则说明序列yi是稳定的，若|ρi|＝1则说明yi包含单位根。
2.面板数据的单位根检验方法。（1）Common unit root process（同质单位根检验法）。指各截面单元序列具有相同的单位根过程。具体检验方法有三种：LLC检验（Levin-Lin-Chu Test）、Breitung 检验、Hadri检验。（2）Individual unit root process（异质单位根检验法）。
3.面板数据单位根检验结果。为了消除异方差可能产生的影响和避免伪回归问题的发生，需要先对面板数据进行对数处理，分别记为LC和LI，然后进行单位根检验，以确定其平稳性。本文主要采用LLC检验和IPS检验，并且分别考虑了变量包含截距项、截距和时间，分别存在两种情况下的检验结果。结果表明，在只含有截距的检验情况下，两种方法的检验结果表明LC不存在单位根，而LI存在单位根，在含有截距项和趋势项的情况下，两种方法的结果为相伴概率同时拒绝原假设，表明变量不存在单位根。
（二）面板数据协整关系检验
在得出面板数据存在单位根后，再检验面板数据是否存在协整关系。协整关系的检验主要有两类：
一类是建立在Johansen协整检验基础上的Fisher （combinedJohansen）检验（Maddala and Wu，1999），Fisher（1932）成功利用多个个体独立检验的结果来进行整体的联合检验。Maddala and Wu（1999）基于Fisher的结论，通过联合单个截面个体JJ检验的结果获得对应于面板数据的检验统计量。主要步骤如下：第一，分别对截面个体i进行单独的JJ检验，设pi为截面个体i的特征根统计量或最大特征根统计量所对应的p值。第二，利用Fisher的结论建立如下统计量p=-2lnpiχ2（2n），Maddala and Wu 证明在“H0:存在相应个数协整向量”时，上述统计量p服从卡方分布。
一类是建立在Engle and Granger二步法检验基础上Pedroni检验（ Pedroni，1999）和Kao检验（Kao，1999），其中Pedroni构造的7个检验面板数据协整关系的统计量，前4个是用联合组内维度（within-dimension）来描述，即Panel v、Panel rho、Panel PP和Panel ADF统计量，另外3个用组间维度（between-dimension）描述，即Grouprho、Group PP和Group ADF统计量。
本文主要采用Kao（1999）提出的统计量来判断人均消费的对数（LC）与人均收入的对数（LI）之间是否存在协整关系。KAO协整检验结果t=-2.714663，Prob=0.0033所得到的统计量和相伴概率表明，LC和LI之间存在长期均衡稳定关系。
接下来利用面板数据的Fisher（combined Johansen）检验拒绝了变量LC与LI之间不存在协整关系的零假设，但不能拒绝这两个变量最多存在1个协整关系的零假设，所以变量LC和LI是协整的。检验结果（如表1所示）：
二、面板数据模型建立
格兰杰指出“如果时间变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰因果关系”，对于面板数据同样适用。根据格兰杰因果关系理论模型构造中的协整检验方程式（1）和式（2），通过面板OLS回归，得到两个协整方程的估计值。
LI=-0.274+1.108LC （1）
T （-8.16） （121.87）
R2=0.9938 AIC=-4.428
LC= 0.269+0.896LI （2）
T （9.564） （121.87）
R2=0.9938 AIC=-4.64
（1）式的估计值说明，LC每增长1个百分点，LI就增长1.108个百分点；反之，（2）式说明LI每增长1个百分点，LC就增长0.896个百分点，由此说明LC与LI之间存在长期双向的作用关系，但是LC对LI的影响程度要大于反向的影响程度，这就暗示从总体水平上，华北地区城镇居民随着人均消费水平的不断提高，人均收入也在不断提高，而且其增长速度要略快于人均消费的增长速度。也就是说，总体上华北地区的城镇居民人均收入水平较高，生活水平得到较大的改善，较为富裕。但是中国人长期以来有着“保守”的消费思想观念，“超前消费”意识不强，喜欢储蓄，所以人均消费的增长就略低于人均收入的增长。
三、结论
通过面板数据的协整分析表明，华北地区城镇居民人均消费的对数和人均收入的对数之间存在长期均衡稳定关系，格兰杰因果关系检验进一步肯定这种长期均衡稳定关系，同时也表明在短期内，人均收入的对数与人均消费的对数之间有偏离均衡关系的可能性，但其均衡状态可以较快恢复。总的说，通过上述定量分析方法，可以得出如下结论：一方面，可以知道华北地区城镇居民的人均消费和人均收入之间存在着长期均衡稳定的关系，同时平均收入水平的增长速度略高于平均消费水平的增长速度，但是受到中国人的传统思想观念的影响，这个地区的城镇居民总体上“超前消费”意识不强，略偏向于储蓄。另一方面，华北地区城镇居民的人均收入和人均消费两者之间的作用强度存在一定差异，但是研究结论再次证明两者之间存在较强的相关关系，在一定意义上面表明，高收入的地区消费水平也比較高，即收入与消费的互动机制基本形成，从而推动该地区经济的发展。
四、政策建议
据以上研究结论，针对华北地区城镇居民的消费现状，可从以下几方面改善华北地区居民的消费状况。首先，积极引导消费者转变传统的消费观。要通过网络等新媒介的合理宣传使人们改变依靠积蓄消费的保守消费观念。合理调整消费结构，采取有效措施引导和激发居民消费。培育新的持续性消费热点，拓宽消费领域。针对当前住房、汽车、旅游等消费热点，要加强行业的规范管理和创新力度。其次，加快收入分配体制改革，以促进居民消费的升级。制度环境影响居民消费。政府经济管理部门要从应从各地区的实际情况出发，着力从体制和政策上调整消费结构，启动不同层次的消费需求；千方百计拓宽就业渠道，提高就业率，着力提高居民收入，大力增强中低收入居民的消费能力。最后，放宽市场准入，鼓励各种类型的消费信贷的产生和成长，尤其是耐用消费品信贷的发展，要发展潜在的消费信贷市场，引入更多更好的适合实际需要的信贷品种。
参考文献：
[1] 樊纲，王小鲁.消费条件模型和各地区消费条件指数[J].经济研究，2004，(5):13-21.
[2] 李子奈.计量经济学:方法与应用[M].北京:清华大学出版社，1992:4-20.
[3] 臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海:上海人民出版社，1994:10-35.
[4] 杭斌，申春兰.经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期动态关系——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].管理世界， 2004，(5):25-32.
[5] 孙慧钧.中国居民消费的实证分析——运用协整理论对1978—2002年实际数据的分析[J].财经问题研究，2004，(11):79-82.
[6] 苏良军，何一峰，金赛男.中国城乡居民消费与收入关系的面板数据协整研究[J].世界经济，2006，(5):65-72.
[责任编辑 陈凤雪]