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中國收入——消費關系的協整分析與模糊分析  (注:本文是北京大學中國經濟研究中心世界銀行1997年客座項目,感謝胡太源博士,易綱教授的指教。)
中國收入——消費關系的協整分析與模糊分析  (注:本文是北京大學中國經濟研究中心世界銀行1997年客座項目,感謝胡太源博士,易綱教授的指教。)
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  首先,本文將協整分析與模糊分析結合起來,對中國消費函數進行再研究。當所考慮的整個時期不具備協整關系時,運用模糊分析找出分段點,然后分階段進行協整分析。再者,對于1987~1996年的季度數據進行了季節性協整分析,得出了季節性調整可能造成過度調整從而丟失有效信息甚至破壞協整性的結論。最后總結了對于中國消費函數的新認識。
      一、導論
  消費理論是凱恩斯宏觀經濟學的基石,也是現代宏觀經濟分析的研究熱點。消費函數則是消費理論的基本表達工具。所謂消費函數,就是消費與可支配收入之間的依存關系。在經典理論中這種依存關系表現為線性函數的形式:C=C[,0]+cY,其中C為消費,Y為收入,為自發消費,c為邊際消費傾向。但是,這里存在兩個問題:(1)在對經濟生活的認識中,我們發現,影響消費的不僅僅是收入,還有若干非收入因素:家庭金融資產存量、市場利率、消費者價格預期、貨幣幻覺、分配結構、人口發展、經濟制度與消費心理等。那么,這些因素的作用如何表達?能否簡單地歸為綜合性的隨機因素?(2)線性消費函數的統計依據是什么?普通線性回歸的論據是否充分?特別是普通最小二乘法并不考慮C與Y自身的增長。再者,能否避免“偽回歸”?
  經濟學家們從不同的角度來認識與刻畫消費函數,形成了常見的5種基本的消費函數:
  1.S.Kuznets的長期消費函數C=kY。
  2.A.Smithies的基礎于絕對收入水平的短期消費涵數C=a+bY+δt。其中加入了確定性趨勢項。若以時間t為參數,根據橫截面數據可得線性消費函數。于是以t為指標,得到一個消費函數族。其意義在于,在不同的時間點,消費與收入具有不同的線性關系。
  3.J.S.Duessenberry的基礎于相對收入水平的短期消費函數。
  4.Modigliani的終身收入消費函數,在收入之外引入了儲蓄存量W的概念。
  5.以隨機過程語言論述的弗里德曼的持久收入消費函數。
  盡管幾種理論側重不同,但都歸結于長期看來收入線性地(成比例地)決定消費。但是以上論述都缺乏嚴格的統計意義上的邏輯論證。80年代以來興起的協整分析,在方法論上大大前進了一步,從而將收入——消費關系的研究帶入新的領域。
  山東大學臧旭恒在《中國消費函數分析》一書中綜述了中國消費函數的研究,列舉了王子漸函數、鄒至莊函數、秦朵函數、厲以寧函數、張風波函數和李子奈函數等。這些函數與簡單線性消費函數所不同的是,加入消費C和收入Y的滯后變量,即
  C[,t]=α+β[,0]+Y[,t]+β[,1]Y[,t-1]+γC[,t-1]+ε[,t]實際上,都可以用(Y[,t],C[,t])[t]的VAR模型加以統一。臧旭恒分1978年以前和1978年以后兩個時間段,研究了消費者行為與消費函數,特別提出了分別建立城鎮與農村的消費函數的研究方法。
  中國社會科學院經濟研究所張平在其論文《消費者行為的統計檢驗、制度解釋和宏觀效果分析》中以傳統線性回歸的方法分別建立了1981年到1994年的城鄉居民總量消費函數(年度),1981~1994年度城市居民消費函數和1978~1994年度農村居民消費函數。3個函數均采用了李子奈1992年提出的前瞻性消費函數的形式:
  C[,t]=α+βY[,t]+γC[,t-1]+ε[,t]
  張平在函數中使用了可支配收入作為解釋變量,并在中國現行國民經濟核算體系中空缺可支配收入的條件下,提出了變通的方法。在消費——收入行為的制度解釋中,張平分別分析了1978年以前、1978~1988年和90年代的制度特征,以此來解釋消費行為不同類型的理性。
  趙子奇在《統計研究》發表了《當代經濟計量學中的協整理論》,綜述了協整的概念和檢驗方法,并將其應用于天津市消費——收入關系研究。他采用了1950年到1990年共41期實際生活費收入與實際食物支出的數據,建立了二者之間的協整關系。
  目前,經濟研究中對于宏觀消費理論的關注,反映了這樣一個現實:隨著中國經濟體制改革的深入,隨著社會主義市場經濟的逐步建立,隨著人民收入水平與消費水平的提高,特別是建國后長期存在的供給決定型的賣方市場向買方市場的過渡,消費需求對于宏觀經濟運行,對于宏觀經濟政策的制訂與施行,對于政府行為的影響越來越明顯。無論基于學術意義還是應用意義,對于具有中國特點的宏觀消費理論的研究都越來越重要。本文將模糊分類和協整分析結合起來,研究收入與消費的動態均衡關系;研究季度數據在不同頻率點的協整關系。
      二、收入——消費關系分段的模糊分析
  收入與消費的穩定均衡關系有嚴格的理論前提。它要求穩定的社會經濟制度、平穩的經濟運行環境和消費者穩定的理性消費心理。我們不妨將這3種因素稱之為收入——消費關系的“切換參量”。我國從1952年到1978年的26年間,基本具備上述必要條件。而從1979年開始的經濟體制改革,則打破了原有的穩定,開始了將占據一個較長的歷史時期的社會經濟體制的改革與轉軌的不穩定的進程。1984年經濟體制改革向城市的展開,加劇了上述條件的變動程度。通過收入與消費的協整分析與季節性協整分析可以充分說明這一點。因此,根據歷史數據找出切換參量的不同狀態,對于建立消費函數模型是十分必要的。當然,在制度與心理因素變動的時期內,我們可以從現有的經濟學原理與經驗出發,定性地找出切換參量的變動點,從而分段進行細致的數量分析。然而,如果我們再結合使用一種定量分析的方法,是否會進一步加強論據,是否會增強論述的邏輯性呢?
  這里,使用以因果聚類和近似推理為特征的非方程模糊系統建模方法(韓立巖,1991,1996),進行收入——消費關系分段的模糊分析。作為一種嘗試,力圖達到與協整分析的優勢互補。
  我們使用臧旭恒計算的到1992年的名義數據,通過對名義數據的平減處理,采用了實際數據。在處理中使用了以1952年為基期的全國零售物價指數。根據1993年到1996年的《中國統計年鑒》,我們計算了1992年到1995年的全國(城鄉合計)、城鎮、農村的可支配收入與居民消費。這樣,在下面的模糊分析和協整分析中使用1952年到1995年的44期年度數據。
  (一)全國收入與消費關系的模糊分析
  使用1952年到1995年的實際全國居民可支配收入Y1R[,t]和實際全國居民消費支出C1R[,t]組成因果數據矩陣:
  附圖F518j02.JPG
  其中,下標1表示1952年,下標T表示1995年。根據X進行模糊分類,得到如下結論:
  當置信區間為[0.98,0.985]時,將(Y1R[,t],C1R[,t])分為2類。1952年到1984年為一類,1985年到1995年為另一類。這說明1984年是一個重要的轉折點。事實上,從平均消費傾向APC來看,1952年到1983年一直在0.90以上,而1984年開始低于0.90。從APC的變動趨勢上看,1952年到1984年,APC的平均值為0.9240,而1984年到1995年的APC的平均值為0.8411,標準差為0.0312,有了明顯的變化。
  再細致些觀察,當置信區間為[0.9925,0.995]時,將(Y1R[,t],C1R[,t])分為9類。1952年到1978年分為1類,而1979年到1995年則分為8類。1978年前的幾年中APC一直在0.98以上,并且取值穩定,1979年突然下降到0.9472,下降了3.3個百分點。而后的1980,1981,1982,1983分在一類,其特點是這4年的APC穩定在0.92的附近。1984,1985,1986各在一類,其APC分別為0.8913,0.8860,0.8690,每年都有明顯下降。接下去的1987,1988,1989和1990年分為一類,其APC在0.80到0.8568之間。1991年,APC首次降到0.80以下。因此這進一步說明,全國作為一個整體,1978年以前,在傳統計劃經濟體制下,收入——消費關系具有超穩定的結構;而改革開放之后,特別是1984年,工業與城市改革全面展開,經濟體制、收入階層及其差距、經濟環境、消費觀念都在不斷的變動之中,無法形成穩定的收入——消費關系。
  (二)全國城鎮居民收入與消費關系的模糊分析
  使用1952年到1995年的城鎮居民實際可支配收入Y2R[,t],和實際城鎮居民消費支出C2R[,t]組成因果數據矩陣.
  在置信區間為[0.95,0.97]時,得到一個由3個類組成的粗分類。1952年到1984年分在一類,1985年到1990年分在一類,1992年到1995年又形成一類。1984年恰好是全面開始城市改革的一年。從1952年到1984年消費傾向的平均值為0.9669;1985~1990年的平均APC為0.7895;1991年的APC為0.7421,而上一年的APC為0.7345。1991年的特點在于居民收入實際增長了12.68%,不僅高于前幾年,而且高于1990年的12.47%;然而實際消費卻增長了13.85,大大高于1990年的3.87%;這使得1991年的APC與1990年相比略有回升。
  在置信區間為[0.98,0.99]時,得到由10個類組成的細分類。1952年到1979年分為一類,1980年到1983年分為一類,1984年、1985年、1986年、1987年各在一類,1988年和1989年合為一類,1990年與1991年又各自單獨成類。1992年到1995年分為一類。1952年到1979年平均APC為0.9801,標準差為0.0237,平均消費傾向相當穩定。1980年到1983年的APC在0.88到0.92之間,平均APC為0.9073,標準差為0.0167。1988年與1989年的APC都在0.80,與1987年的0.7756相比有明顯的回升。
  1992到1995年的可支配收入和消費的實際增長速度都比較高,平均值分別達到12.35%和15.39%,但是平均APC卻從1990~1991年的0.7383回長到0.8148,且相當穩定,標準差僅為0.0093。
  (三)全國農村居民收入與消費關系的模糊分析
  使用1952年到1995年的農村居民實際可支配收入Y3R[,t],和城鎮居民實際消費支出C3R[,t]組成因果數據矩陣。
  從分類結果來看,1978年是一個明顯的分段點。1952年到1978年平均APC在0.98到0.99之間。1979年的APC有了突出的下降,下到0.9238;從1979年到1983年的平均APC為0.9114。1984,1985和1986年是3個特殊點,1984年的APC下降到0.8524,1985年又回升到0.9012,1986年又猛降到0.8207;但是該年的可支配收入卻比上兩年有明顯的下降,回到1983年的水平,這一點不符合經典消費理論的教條,值得特別研究。1987到1989年可支配收入處于徘徊水平,而人均APC為0.8709,且相當穩定,標準差僅為0.0094。1990和1991兩年,可支配收入略有提高,但人均APC卻下降到0.8157。從1992年到1995年可支配收入有了大幅度提高,而平均APC不但沒有繼續下降,反而回升到0.8348,標準差僅為0.0043。從上述分析看,1952年到1978年,在傳統計劃經濟體制下,中國農村的收入與消費關系具有穩定性。1979年以后,這種穩定性被打破了,制度的變動和改革的進程使得難以形成收入——消費的動態均衡,僅僅用收入解釋消費就很不充分了。
  總之,80年代初到90年代中期,由于經濟制度、經濟運行環境和消費心理的劇烈變換,不能形成收入與消費的穩定的動態均衡關系,這在全國范圍、城鎮與農村的具體表現有所不同,但基本表現形式卻一致。改革之初,居民收入迅速提高,消費能量猛地釋放出來,與消費品工業的發展相互推動,到80年代末達到高潮。與此同時,居民資產存量不斷增加,消費傾向發生了歷史性的變化。而后,一方面原有的城鎮居民的社會福利制度逐漸被打破,住房、醫療、教育開始進入消費,而適應于市場經濟的社會保障制度不能及時建立起來;另一方面消費品供給能力的迅速增加,從以往的賣方市場走向了買方市場;再有失業與下崗人口大量增加;這一切使得有效的消費需求成為經濟運行的矛盾的主要方面。然而,隨著制度因素的穩定,新的收入——消費的穩定的動態均衡關系正在形成。
      三、中國消費函數的協整分析——年度數據
  兩個經濟量在增長中是否具有線性關系(比例關系),這是經濟學與應用經濟學研究中最為關心的一個問題。而對于多個經濟量之間的線性關系,特別是在向量自回歸所表達的空間結構與時間動態相結合的經濟系統中,這個問題變得復雜而難以精確嚴格地表達。時間序列之間的協整關系提出了一種新的方法論,將上述問題的研究從理論上提到了一個新的高度。實際上協整關系是向量自回歸研究發展的“自然”結果。
  協整的含義是:盡管每個量自身是線性增長的,但它們的一個線性組合卻是平穩的。協整關系表達的就是兩個線性增長量的穩定的動態均衡關系,更是多個線性增長的經濟量相互影響及自身演化的動態均衡關系。協整的思想萌芽于1978年(Davison,Hendry,Srba和Yeo),在80年代中后期,被Granger(1983)、Engle和Granger(1987)所明確并發展起來。協整分析是在時間序列的向量自回歸分析的基礎上發展起來的空間結構與時間動態相結合的建模方法與理論分析方法。與傳統的以最小二乘法為基礎的線性回歸分析相比,在統計上更嚴格,更具邏輯性。
  在本文的協整分析中采用擴展Dickey-Fuller-t-檢驗法(the A-ugmented Dickey-Fullert-test)簡稱ADF檢驗(由于Engle和Granger將ADF方法用于協整檢驗,故又稱為EG檢驗),和Johanson-Juselius全信息極大似然估計檢驗法。后者是一種基于向量自回歸(VAR)的方法。
  應當特別指出的是,Johanson-Juselius全信息極大似然估計檢驗是由兩組相互銜接的假設檢驗構成的。如果我們要檢驗的是協整空間的秩恰為r,即該空間的極大線性無關組恰有r個協整向量,那么,第1組是H[k,0]:至多有k個線性無關的協整向量,H[k,1]:至少有k+1個線性無關的協整向量,k=1,…,r-1;第2組為H[r,0]:至多有r個線性無關的協整向量,H[r,1]:至少有r+1個線性無關的協整向量。通過檢驗,我們應拒絕H[k,0](k=1,…,r-1),而接受H[r,0]。如果僅考慮3檔風險水平,1%,5%和10%,那么,對于第1組檢驗來說,1%是低風險水平而對于第2組來說,10%是低風險水平。事實上,在第2組檢驗中,接受原假設所可能犯的錯誤是納偽的錯誤,10%比之1%,棄真的風險大而納偽的風險小。
  下面分全國、城鎮和農村建立三類消費函數模型,分別進行協整檢驗。在數據的時間區段上首先使用1952年到1995年的全部44期數據,然后,參照上一節模糊分析的結果,按1952年到1978年,1979年到1995年,1952年到1984年,1985年到1995年分別建模。
  在每一個數據段,都分別原數據和對數數據進行協整檢驗。如果收入與消費之間具有對數協整關系,則說明二者在指數增長的過程中具備動態均衡關系。需要指出的是,1985年到1995年模型的數據期過短,使得檢驗結果的可靠性不高。檢驗結果列表如下:
  附圖F518j03.JPG
  其中,*表示協整的檢驗論據相對較強。
  從上述詳盡的分析中,我們得出以下結論:
  (1)1952~1995年全國實際收入與實際消費具有強協整關系,然而,其數據支撐主要來源于1952~1978年。城鎮則不具有協整關系。農村在原數據和對數數據都具有協整關系,但對數協整的論據更強。
  (2)1952~1978年間具有普遍的協整關系。有趣的是在所有的模型原數據和對數數據都具有協整關系,只是論據的強弱不同。這說明了1952年到1978年的收入與消費的超穩定的動態均衡關系。單看農村模型,1952~1995年對數協整關系強,而1952~1978年是原數據協整關系強。由此看出1978年以后農村收入與消費的超常快速增長。
  (3)1985年以后全國與城鎮都不具有穩定的收入——消費關系,或者說僅以收入解釋消費并不具有決定性。事實上,已得出的協整關系的論據比較弱;再者,由于數據期短,其結論緊密依賴于數據,而穩定性差。
  (4)在城鎮模型中,1952~1978年和1979~1995年都滿足協整性,但1952~1995年卻不成立。其原因在于,1978年是一個轉折點,其前其后收入與消費的比例關系發生了顯著的變化。也就是說出現了分段線性關系。
      四、消費函數的季節性協整分析——北京數據的實證研究
  首先綜述季節性協整的概念。
  在以往的經濟分析中,對含有季節性因素的經濟量,總是采用季節性調整的辦法,例如X-11方法,去除該變量的季節性成分,再對確定性趨勢進行回歸。但是,如果季節性波動恰是整個系統的變動規律的重要來源,季節性調整就可能造成經濟變量的季節性行為所提供的有效信息的損失。我們不如直接對未經調整的數據進行分析。為此,Hyllebery,Engle,Granger和Yoo(簡稱HEGY)于1990年,Engle,Granger,Hyllebery和Lee(簡稱EGHL)于1991年分別提出和發展了季節性協整的概念。我們采用H.S.Lec的定義。
  定義1:設S(B)=(1-e[θ]B),其中θ∈[-π,π],B為后移算子。設D(B)含有與上述θ不同的所有季節性頻率所對應的單位根(包括0頻率)。對于一個不含確定性趨勢成分的時間序列x[,t],如果滿足下列條件,就稱為在頻率θ處具有d階季節性單整性,記為x[,t]~I[,θ](d):
  S(B)[d]D(B)x[,t]=C(B)ε[,t]其中:C(B)滿足(1)C(B)ε[,t]的譜在0點的某個鄰域之外,且在所有的頻率點取無窮大;(2)ε[,t]是一個白噪聲;(3)x[,t]=0,t≤0。而d是滿足上述條件的最小整數。
  定義2:設n維向量值的每個分量都在頻率θ處具有1階季節性單整性,即x[,t]X[,t]~I[,θ](1)。若存在某個非零向量α,使得:
  z[,t]=α[t]~I[,θ](0)
  則稱x[,t]的各個分量在頻率θ處具有季節性協整關系,記為x[,t]~CI[,θ](1,1)。
  當θ=0且D(B)=1時,季節性協整就是普通的協整。
  季度數據是頻率大小適中的經濟變量的數據形式。它既能反映總體趨勢,又能提供細致的季節性變化。一個典型的季度模型是:
  (1-B[4])x[,t]=ε[,t]
  上式可分別表示為:
   (1-B[4])x[,t]
  =(1-B)(1+B+B[2]+B[3])x[,t]=(1-B)y[,1t]
  =(1+B)(1-B+B[2]-B[3])x[,t]=(1+B)y[,2t]
  =(1+B[2])(1-B[2])x[,t]=(1+B[2])y[,3t]
  根據季節性協整的定義,我們有x[,t]~I[,θ](1),θ=0,π,±π/2。為表達方便將θ=0表為ω=0,θ=π表為ω=1/2,θ=±π/2表為ω=1/4。這里ω=0對應于無窮周期:ω=1/2對應于每年兩次循環,即每季度1/2次循環;ω=1/4對應于每年一次循環,即每季度1/4次循環。下面的問題是,是否有的一個非零的線性組合滿足I[,θ](0)。
  這樣,我們通常進行季節性調整所施行的算子(1-B[4])實際上是由因子1-B,1+B,1+iB,1-iB所構成的,對應于三個頻率θ=0,θ=π和θ=±π/2。如此分解,有助于我們更細致地過濾掉不穩定的單位根,盡量減少有效信息的損失。
  我們使用Siklos方法進行季節性協整的檢驗(Siklos,1991)。采用北京市1987年到1996年的實際可支配收入和居民消費的季度數據,依次記為Y[,t]和C[,t]。名義數據來源于北京市城調隊的家計調查,我們將名義數據除以1987年為基期的北京市零售物價指數,得到實際數據。為消除橫截面樣本量大小不同所帶來的差異,最終采用了人均數據:人均可支配收入MY[,t]和人均消費MC[,t]。
  1.關于原數據的模型
  關于MY[,t]和MC[,t]建立季節性協整模型。
  (1)關于協整的ADF檢驗和Johanson-Juselius檢驗。在無限周期(零頻率)處分別檢驗未經季節性處理的MY[,t]和MC[,t],與經過季節性處理的SMY[,t]和SMC[,t]的協整性,這里SMY[,t]和SMC[,t]是由MY[,t]和MC[,t]經x-11方法處理而得的。
  先做MY和MC的檢驗。MY與MC有些勉強地通過水平為5%的ADF檢驗。此時的協整向量為(1.0000,-0.7106)。再試用Johanson-Juselius檢驗。這是組合檢驗:第1個"H[,0]:p=0"表示有0個協整向量,第2個“H[,0]:p≤1"表示至多有1個協整向量。也就是說,如果在第1個檢驗中拒絕H[,0]并且在第2個檢驗中接受H[,0],就意味著具有協整關系。而這里所給的風險是犯棄真錯誤的概率,因此,對于第1個檢驗,1%是低風險,對于第2個檢驗,10%是低風險。這樣,根據極大特征值統計量在5%的水平下,MY與MC具有協整關系;根據跡統計量在1%~5%的水平下,MY和MC有協整關系。顯然,這時的風險水平低于根據極大特征值統計量檢驗的風險水平,或者說效率比較高。與ADF檢驗不同,這一論據是很充分的。
  再做SMY和SMC的檢驗。SMY與SMC很勉強地通過水平為10%的ADF檢驗。根據Johanson-Juselius檢驗,也認為SMY與SMC具有協整關系。但是從統計值看,論據有些弱,這與ADF檢驗結果類似。
  (2)MY和MC的季節性協整檢驗。建立包含常量、虛擬變量和趨勢變量在內的向量自回歸模型,使用Siklos提供的程序,得到檢驗結果。比較檢驗表和臨界值表,我們可以看出,只在滯后期p=0的模型中,MY和MC不僅在無限周期頻率而且在所有季節性頻率處通過了季節性協整檢驗。這時,拒絕r=0的風險水平為5%,而接受r=1的風險水平為10%,這是較強的結論。另外,我們看到,在p=4時,在3個頻率處都不具有協整關系;當ω=0時,從p=0到p=3,都具有較強的協整關系;當ω=1/2時,在p=1和p=2處,都不具有協整關系,在p=3處,具有5%~1%的較弱的協整關系;當ω=1/4時,在p=2和p=3處,也都不具有協整關系,在p=1處,具有5%~10%的較強的協整關系。
  2.關于對數數據的模型
  關于LMY[,t]和LMC[,t]建立季節性協整模型。這里:
  LMY[,t]=ln(MY[,t]),LMC[,t]=ln(MC[,t])。
  (1)關于協整的ADF檢驗和Johanson-Juselius檢驗。在無限周期(零頻率)處分別檢驗未經季節性處理的LMY[,t]和LMC[,t],與經過季節性處理的SLMY[,t]和SLMC[,t]的協整性,這里SLMY[,t]和SLMC[,t]是由LMY[,t]和LMC[,t]經x-11方法處理而得的。
  先做LMY和LMC的檢驗。ADF檢驗指出LMY與LMC不具有協整關系。而Johanson-Juselius檢驗認為LMY和LMC具有1%水平的較弱的協整關系。
  再做SLMY和SLMC的檢驗。ADF檢驗的結果表明,在含趨勢變量的模型中,LMY與LMC在10%的水平下具有協整關系。協整向量為(1.0000,-0.9279)。Johanson-Juselius檢驗在5%的水平下,認為SLMY與SLMC具有協整關系,并且從統計值看,論據是充分的。
  (2)LMY和LMC的季節性協整檢驗。在包含常量、虛擬變量和趨勢變量在內的向量自回歸模型中,常量、虛擬變量和趨勢變量的包含情況有7種類型:(1,1,1),(1,1,0),(1,0,1),(0,1,1),(1,0,0),(0,1,0).(0,0,1)。其中1表示包含,0表示不包含。經過全部7個模型的檢驗,在p=0處,所有頻率都通過了協整檢驗。在p=4處,除(1,1,1),(0,1,1)和(0,1,0)外,也都通過了協整檢驗,而這3種情況只是在ω=1/2處不具有協整關系。例如,包含虛擬變量和趨勢變量的模型的Siklos檢驗結果指出,同MY和MC的情形一樣,在滯后期p=0的模型中,LMY和LMC不僅在無限周期頻率而且在所有季節性頻率處通過了季節性協整檢驗。這時,拒絕r=0的風險水平為5%,而接受r=1的風險水平為10%,這是較強的結論。在p=1處,所有頻率也通過了協整檢驗,但是,ω=0和ω=1/4都是1%~10%的低風險水平,而ω=1/2卻是10%~1%的高風險水平。另外,我們看到,在p=4時,在頻率ω=1/2處不具有協整關系;當ω=0時,除p=3外都具有較強的協整關系:當ω=1/2時,在p=1和p=2處,有較弱的協整關系,在p=3,4處,都不具有協整關系;當ω=1/2時,在p=0,1,4處,有較強的協整關系,在p=2處有較弱的協整關系,而在p=3處不具有協整關系。
  總結以上分析,我們可以得到以下結論。
  在原數據的協整分析中,未經季節性調整的人均可支配收入MY與人均消費MC通過了協整檢驗;經過季節性調整的SMY和SMC也通過了協整檢驗。在原數據的季節性協整分析中,MY和MC在零頻率(ω=0)處,有很強的協整關系。
  在對數數據的協整分析中,未經季節性調整的人均可支配收入的對數值LMY和人均消費的對數值LMC僅僅具有較弱的協整關系;經過季節性調整的對數值SLMY和SLMC具有協整關系;并且季節性協整分析表明,LMY和LMC在零頻率處有很強的協整關系。這一結論與加拿大和奧地利的實證結果不同(Lee and Siklos,1993;Liyan Han and G.Thury,1997)。在加拿大的實例中,經過季節性調整的數據沒有通過協整檢驗;在季節性協整分析中,在零頻率處也沒有通過協整檢驗。但是如果將總消費換為非耐用消費品消費,則未經季節性調整的數據通過了檢驗,而在零頻率處也沒有通過季節性協整檢驗。在奧地利情形,對數數據在季節性調整前后都通過了協整檢驗(盡管關于經過季節性調整的數據,論據較弱),而在季節性協整分析中,在零頻率處沒有通過協整檢驗。當然,這次使用的北京數據只有40期,而那兩個國家的模型都使用了150期以上的數據量。
  從對數數據LMY和LMC的協整分析和季節性協整分析中,我們看到,季節性調整對于協整性有顯著的影響。并且采用1-B[4]進行季節性調整,會造成過度差分的效果,丟失一些本來可以不丟失的有效信息。事實上,季節性協整分析的結果表明,LMY和LMC在ω=0處具有十分突出的協整性。也就是說,在ω=0處進行1階差分即得到動態均衡關系。這就提示我們在對季度數據的消費分析中不要輕易地實施季節性調整。
      五、對消費函數的再認識
  通過初步研究,我們對中國消費函數有幾點新的想法。
  (一)消費函數的分段線性形式
  從1952年到1995年的數據以及前面所作的協整分析與模糊分析的結果可以看出,收入——消費的函數關系明顯具有階段性。因此,應該針對不同的發展階段建立不同的線性模型。問題的關鍵在于階段的劃分如何操作?劃分的因素與閾值如何選擇?
  一個可供使用的方法是門限回歸分析。另一種正在考慮的方法是非方程模糊系統方法與線性模型方法的結合。
  (二)考慮消費心理與消費慣性的概念與作用
  隨著經濟體制的不斷改革和經濟環境的不斷變遷,隨著走出壓抑型的消費模式,人們的消費心理從穩定走向不穩定,當然最終還要趨于穩定。另外,人們總有相對保持自己消費習慣和消費傾向的心理,這可以認為是消費慣性。究竟如何度量消費心理和消費慣性,如何以虛擬變量的形式引入消費模型,是很值得加以研究的。前面觀察到,1978年以后,隨著收入的增加,平均消費傾向一會兒下降,一會兒回升。這種現象與消費心理和消費慣性有密切的關聯。
  (三)經濟環境與制度因素的影響
  消費行為是整個宏觀經濟系統的一個組成部分,而經濟制度是對經濟系統的本質規定,經濟環境是經濟系統運行的必不可少的外在條件。因此,制度因素決定了收入——消費關系的內涵與形式,而經濟環境則對其形成不可忽略的影響。前面關于協整關系的討論表明,改革開放以后,難以形成穩定的收入——消費的動態均衡關系,有力地支持了這一論點。
  從中國解放后經濟制度的演化看,大體上可分為三個階段。
  1.1950年~1978年(或1980年)。在典型的中央集權的計劃經濟制度下,為了工業化和獨立國民經濟體系的建立,國家施行了低收入、低消費、低物價的配套政策,這一政策體系的整體效果是十分顯著的。收入與消費具有很好的協整關系,平均消費傾向穩定在0.97到0.99之間,前期的收入與消費對現期的消費影響很小,消費的增長主要是人口增長的結果。因此,屬于典型的低水平的即期消費模式。
  2.80年代。這時屬于從計劃體制到社會主義市場經濟的體制改革的起步階段。這一時期,居民收入有了明顯的提高,農民已經走出貧困。經濟的多元化與外部環境的沖擊,消費者的眼界大開,消費心理從傳統中解放出來,超前消費的意識十分明顯。經歷了長期的消費壓抑之后,消費沖動起著消費驅動的作用。尤其表現在家用電器的消費上。由于供給能力的逐步改善和收入的增加,跨期消費已有了可能,儲蓄傾向逐步提高。由于物價改革在這一階段起步,并逐步達到高潮,消費者經歷著從未有的心理沖擊,加上物質匱乏時代的記憶與消費慣性,搶購意識很強。如此展現了消費的黃金時代和當時“供給創造需求”的運行特征。
  3.90年代。到90年代初,價格改革的成功已成定局。到1994年95%的價格已經放開。由原來的政府直接管制到市場調節與半市場調節。消費者對通貨膨脹已經有了適應性和長期的理性預期。普遍認為,在經濟成長期與工業化過程中適度的通貨膨脹是難以避免的。同時,由于經濟供給能力的提高,已經過渡到了買方市場。加上1988年搶購風的教訓,消費者的消費心理已走向穩定與成熟。證據之一,就是在1994年的歷史上最強列的通貨膨脹時期,不僅沒有出現搶購風,而且,隨著保值補貼的恢復與利率的創紀錄,儲蓄出現了猛烈的增長。此后,消費開始告別了黃金時代,逐步走下坡路。
  90年代影響收入——消費關系的顯著特征是制度因素。特別是傳統的低水平的福利制度的解體和社會保障制度尚未建立所造成的真空。此時,儲蓄的預防動機大大超過了跨期消費動機。儲蓄傾向在現有收入水平的條件下,顯得超乎尋常的高。經對家計調查的初步分析,中低等收的儲蓄率達到20%~30%,而三資企業的青年白領則高達50%。這都是對90年代消費函數的協整分析中應注意的重點因素。
  還應考慮的因素有消費信貸的開展和目前大量下崗家庭的出現。借貸消費特別是住房信貸消費將成為年輕家庭的重要消費內容和消費形式。而在下崗家庭中,由于收入的突然下降,消費會依慣性在一段時間內基本保持原水平,而后明顯收縮,這使得其平均消費傾向明顯提高。這樣不同收入階層的消費函數就呈現出很大差異。那么,整體收入——消費關系能否穩定取決于收入差距和不同收入群體的規模能否穩定。這是值得研究的問題。
管理世界京50~58F51商業經濟、物資經濟韓立巖19981998韓立巖 作者單位:首都經濟貿易大學 作者:管理世界京50~58F51商業經濟、物資經濟韓立巖19981998
2013-09-10 21:27

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