湖南省城镇居民收入与文化消费的协整分析

第１Ｏ卷第６期　湖南医科大学学报【社会科学版）　ＶＯＬ１Ｏ　Ｎｏ．６　２００８年１１月　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　ｏｆ　Ｈｕｎａｎ　Ｍｅｄｉｃａｌ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　Ｎｏｖ．２ｏ０８　湖南省城镇居民收入与文化消费的协整分析　邓田生，谭波，刘慷豪　（中南大学商学院，湖南长沙，４１００８３）　［摘要］　本文借助协整检验、Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验和误差修正模型等经济计量方法和模型，采用１９８０年至２００５年　湖南省城镇居民年人均可支配收入水平与文化消费支出的统计数据，聚焦于实证研究收人水平与文化消费之间的　关系，得出以下结论：湖南省城镇居民收入水平与文化消费支出存在长期稳定关系，在长期和短期内，收入水平对文　化消费有比较大的正向冲击，而文化消费则不构成居民收入水平增长的原因。　［关键词】　居民可支配收入；文化消费支出；协整分析；误差修正模型　［中图分类号】Ｆ０１４．５　［文献标识码］Ａ　［文章编号］　１００８—８２２９（２００８）０６—００５２—０３　文化消费是指人们为了满足自己的精神文化生活而采　平稳序列之前经过ｄ次差分，则称该序列为ｄ阶单整，记为Ｉ　取不同的方式来消费精神文化产品和精神文化服务的行　（ｄ），判别的根据是现阶段应用较广的ＡＤＦ（Ａｕｇｍｅｎｔ　Ｄｉｃｋｅｙ　为”　ｊ，一般包括文化娱乐型消费和文化教育型消费两个部　—Ｆｕｌｌｅｒ）法。当变量序列都为同阶单整序列时可进行协整　分。其作为文化产业链上的终端环节，既是文化产业发展的　检验。若　，表示ｍ时间序列向量，它的分量｛　－．　｝　现实基础，也是文化产业推动社会经济发展的动力之一。随　均为ｄ阶单整，存在向量　，使得　一，（ｄ一６），则称｛Ｘ　着我国经济发展和居民收入水平的提高，人们越来越追求生　…　，｝具有（（ｄ，ｂ）阶协整，记为Ｃ　（ｄ，ｂ），并称为　协整　活的品位和档次，有研究表明，文化消费支出占居民总消费　向量。对于单方程的协整估计，一般有两种方法：一种是　支出的比例越来越高，文化消费需求对经济增长的拉动作用　ＥＧ（Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ）两步法，它是一种基于回归残差的协整　也越来越大。　检验法；另一种是Ｊｏｈａｎｓｅｎ方法，用极大似然估计来检验，适　湖南省在发展文化产业方面具有得天独厚的优势，湖湘　合于对多变量协整关系的检验∽　。为了验证两变量间是否　文化源远流长，底蕴深厚。在上个世纪８Ｏ年代末期，湖南省　存在互相影响的关系，还可进一步进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检　委就作出了“发展文化经济，建设文化大省”的决策，并引起　验。　了广泛关注。近十多年来，在政府的重点扶持下，“文化湘　误差修正模型（Ｅｒｒｏｒ　Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ　Ｍｏｄｅｌ，ＥＣＭ）是一种具　军”异军突起，相继构建了广电、出版、报业、娱乐等四大核心　有特定形式的经济计量模型，其基本思路是：若变量间存在　优势文化产业　］。同时，湖南的经济发展势头十分强劲，人　协整关系，即表明变量问有长期稳定关系，而这种关系是在　们的生活水平不断提高，有效地刺激了文化产业和文化消费　短期动态过程的不断调整中得以维持的。考虑两序列变量　市场的迅猛发展。而我们知道，在影响消费的诸多因素中，　和，其误差修正模型（ＥＣＭ）为如下形式：　收入是其中最重要的因素。那么，湖南省的居民收入水平是　三　如何决定其文化消费水平的，两者之间是否存在长期稳定均　ＡＩｎＹ￣＝卢ｏ＋ｆｌｌＡｌｎＸ，＋　（￥￣ＡｌｎＹｉ—ｌ＋　ｌ　Ｉ　衡关系？本文将以湖南省城镇居民作为研究主体，运用协整　△　一　）＋４，ａｘ，一１）＋４，８　．ｉ）＋咖　一‘＋　（１）　理论，通过建立计量模型，探寻文化消费行为的规律性，以期　式中△表示对变量的一阶差分，　．ｉ表示误差修正项，／ｘ。　为相关部ｌ’－ｊ的决策提供依据。　表示回归残差。误差修正模型综合了变量之间的长期均衡表　一、计量方法及理论模型　现与短期的动态波动效应，从而成为一种很用的经济分析模　协整理论（Ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ）是２０世纪８Ｏ年代后期以来　型。　数量经济学领域应用较为广泛的一种建模理论，它从分析时　在本研究中，城镇居民收入水平与文化消费两变量是明　间序列的非平稳性着手，探求非平稳经济变量间蕴含的多个　显的非平稳经济时间序列。而传统的回归模型假设其存在着　线性增长的经济变量相互影响及自身演化的长期均衡关系。　动态的稳定性。借助协整分析和误差修正模型，可以弥补这　协整分析需对各时序变量进行单整检验。一个序列在成为　一假设引起的长期变化趋势信息丧失的弊端，为进行消费经　［收稿Ｆｔ期］２００８一Ｏ９～１９　［作者简介］邓田生（１９５０一），男，湖南新邵人，中南大学教授，主要研究方向：投资经济，项且管理　第６期　邓田生，谭波，刘慷豪：湖南省城镇居民收入与文化消费的协整分析　５３　济分析和预测提供了强有力的工具。　三、数据选择与变量处理　的显著水平上大于Ｍａｅｋｉｎｎｏｎ临界值，不能拒绝零假设，两者　均为非平稳；一阶差分后ｌｎＹ的ＡＤＦ值大于１０％水平上的临　界值，不能拒绝零假设，即ＡＩｎＹ是非平稳的，而ＡｌｎＣ的ＡＤＦ　值在ｌ％的显著水平上拒绝零假设，则ＡｌｎＣ为平稳序列；二　阶差分后，Ａ　ｌｎＹ、Ａ　ｌｎＣ的ＡＤＦ值均小于１％显著水平上的　本文所用样本数据均来源于１９８０－－２００５年度历年《湖　南统计年鉴》或年度统计公报。其中收入水平采用城镇居民　人均可支配收入的统计数据，以　表示；依据前述文化消费　的内涵，文化消费水平采用人均文化娱乐用品、娱乐服务消　费支出和文化教育消费支出的加和数，以　表示，它通过以　城镇居民消费总支出乘以居民消费结构中文化消费占的比　临界值，两者均为平稳。可见，ｌｎＹ、ｌｎＣ符合Ｉ（２）过程，可以　进行以下的协整检验。　２．协整——ＥＧ检验　例得到　ｊ。在进行计量分析之前，首先对数据进行合理的处　理，从这两个时间序列中扣除物价变动因索，以便获取更准　确的分析结果。另外，为消除异方差现象，对各变量进行对数　变换，并分别用ｌｎ　和ｌｎ　ｃｌ表示。其对应的一阶差分序列为　ＡｌｎＹ，和ＡＩｎＣ　，二阶差分序列为Ａ　ｌｎＹｔ和Ａ２ｌｎＣ　。　四、实证分析　１．单整——ＡＤＦ检验　首先我们作出湖南省城镇居民年人均可支配收入和文　化消费支出变化及其一阶变量的时间序列图（图１）。从图中　可以发现，在短期内两变量存在动态的不稳定状态，但从长　期来看，却是平稳的。在此，我们通过单位根检验来验证这一　长期趋于平稳的态势。　８０　８２　８４　８６　８８∞９２　９｜９６　ｇ８　０ｏ　ｏ２　８０　８２　８４　８Ｂ　８８∞９２洲郫９８∞０２　ｏ４　图１　收入水平与文化消费时间序列　根据ＡＤＦ法对变量ｌｎ　和ｌｎＣ，及其一阶、二阶序列变量　进行单整检验。最佳滞后阶数按照ＡＩＣ（Ａｋａｉｋｅ　Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ　Ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ）准则确定。检验结果见表１。　表１　单位根检验结果　精确临界值　变量（ｃ。Ｔ，Ｋ）ＡＤＦ值——　Ｐ值　１％　５％　ｌ０％　注：检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｋ）中，Ｃ、Ｔ、Ｋ分别代表常数项、时间趋势和滞后阶　数。　、－・、・・・分别表示在１％、５％、１０％水平上拒绝原假设。　根据单整检验结果，ｌｎＹ、ｌｎＣ水平序列的ＡＤＦ值在１０％　上述单整验的结果显示，ｌｎＹ、ｌｎＣ符合展开协整分析的　前提条件，即两变量的短期随机波动不影响长期稳定的关　系。本文采用ＥＧ（Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ，１９８７）两步法来检验两变　量之间的协整关系。　用ＯＬＳ方法估计方程：　】ｎＣ　＝　＋／３１ｎｔ　＋８。　（２）　其中８　是回归方程的误差项。　检验误差序列｛　｝的单整性，如果｛色｝经过ｄ阶差分后　为稳定序列，那么｛；，　为ｄ阶单整序列，则可以认为时间序　列ｌｎＹ、ｌｎＣ存在协整关系。运用１９８０—２０ｏ５年的统计数据，　由Ｅｖｉｅｗｓ５．１软件运算得到以下回归方程：　ｌｎＣ：ｌ・０８９９ｌｎｙ＿＿２・９２４４　（３）　（１１４．６２２４）（一３９．４２６４）　（Ｒ２＝０．９９８１７７，修正　＝０．９９８１０１，Ｄ．１Ｖ＝１．３１１７９４）　从而得到误差序列｛；　｝：　｛舍　｝＝Ｉｎ　ｃｌ一１．０８９９１ｎＹ，＋２．９２４４　（４）　由各项统计值检验可见方程拟合程度非常好。根据ＥＧ　检验法，若变量ｌｎＹ、ｌｎＣ存在协整关系，则｛　｝必须是单整　的。为此进行ＡＤＦ单位根检验。结果如表２所示。　表２　随机误差项的单位根检验结果　变量（ｃ，Ｔ，Ｋ）　ＡＤＦ值————　Ｌ——结论　１％　５％　１０％　８ｒ　（Ｃ，０，０）一３．５９０４　一３．７２４１—２．９８６２—２．６３２６平稳　注：ＡＤＦ值中　、　、・・十分别表示在１％、５％、１０％水平　上拒绝原假设。　由表２可以看出，ＡＤＦ统计量小于显著水平为５％时的　临界值，因此可以认为随机误差序列｛；。｝是平稳序列，ｌｎＹ、　ｌｎＣ、具有协整关系，即两者存在长期的均衡关系。另外，由式　（３）可知，湖南省城镇居民文化消费支出与居民收入水平呈　现显著的正相关，而且文化消费的弹性系数为１．０８９９，即增　加１个单位的收入水平，可带来１．０８９９单位的文化消费支　出。　３．Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验　协整检验证明湖南省城镇居民收人水平与文化消费支　出呈现出长期平稳关系。但两者之间的关系到底是不是互为　因果关系呢？这需要借助于目前经济计量分析中应用较广的　Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验法　根据Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验的原　湖南医科大学学报（社会科学版）　第１Ｏ卷　理，运用Ｅｖｉｅｗｓ５．１软件计算出用于检验的Ｆ统计量及相应　的Ｐ值，从而得到检验结果如表３所示。　表３　因果关系检验结果　注：●’统计量｝、　、＋　｝分别表示在１％、５％、１Ｏ％水平　上拒绝原假设。　在检验过程中，滞后期分别取１—４期来考察ｌｎＹ、ｌｎＣ之　间的因果关系。从表３可知：滞后期为１—４时，居民收入在　ｌ％的显著水平上是文化消费支出增长的原因，而文化消费　支出在这个时期内却不是居民收入增长的原因，即两者不互　为格兰杰因果关系。　４．误差修正模型　建立误差修正模型的目的在于研究湖南省城镇居民收　入与文化消费之间由短期偏离向长期均衡调整的过程，并且　能够分析变量之间的短期弹性。用滞后一期的残差作为非均　衡误差建立误差修正模型。　ＡｌｎＣ　＝　＋８ｌＡｌｎＹ，＋　：∑（６　ＡＩｎＣ　△　一　）＋　８　）＋　（５）　经多次试探性回归检验和调整，最终确定以下回归方　程：　ＡｌｎＣ＝０．９４６４Ａｌｎｙ＋０．１３０３ＡｌｎＣ　ｌ＋　一０．２０９７８　一２．５１１８　，，、　Ｏ　（Ｒ。＝０．９９８３，修正Ｒ　＝０．９９８０，　Ｅ＝０．０４７６，ＤＷ＝２．１１５７）　由估计检验结果可知，各差分项均能在５％的显著水平　上通过检验，ＤＷ值接近于２，表明误差项不存在自相关。由方　程（６）可以看出被解释变量的波动可以分为两部分：短期波　动，前一期增长对后一期增长具有正向的推动作用，短期影　响程度达１３％；滞后１期的ｌｎＹ增长对ｌｎＣ的增长有非常大的　影响，影响程度达９４．６％，证明城镇居民的收入水平在短期　内能对文化消费支出产生较大且为正向的冲击　一　的系数　反映偏离长期均衡的调整力度，从估计的系数值来看，调整　力度为２．１％，在长时期内呈现一定的调整效果。　五、结论　本文借助协整检验、Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验和误差修正　模型等经济计量工具，从实证的角度系统探讨和分析了湖南　省城镇居民收入与文化消费支出的关系，得出以下结论：　第一，协整检验表明，１９８０年以来，截止到２００５年，湖南　省城镇居民可支配收入与文化消费支出变化两者虽然在短　期有动态波动特征，但在长期存在稳定关系。并且两者呈现　显著的正相关，文化消费的收入弹性系数达到了１１０％。因　此，继续保持湖南经济社会的快速健康稳定发展，促进人们　收入水平和生活水平不断提高，是发展湖南省文化产业的必　经之路。　第二，通过Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验，可知湖南省城镇居民　可支配收入水平的提高是文化消费支出增加的原因；反之却　不成立。前者再一次从实证角度验证了前人的观点，即随着　生活水平的提高，人们会更注重精神文化方面的享受；而后　者的主要原因可能是近几年人们收入增加了，但文化教育型　费用支出也逐渐增加，并且教育费用增长的速度远远大于居　民收入水平的增长速度，以致加重了众多工薪家庭的经济负　担。这也启示我们，要建立和谐社会，必须注意减轻家庭的　教育负担。　第三，通过对误差修正模型的分析可知，城镇居民的收　入水平对文化消费在短期内起到了非常大的推动作用，滞后　一期甚至达到９５％的正向冲击效应。而居民的文化消费也　呈现连续性的特征，后期消费明显存在对于前期消费的“惯　性”，人们的文化消费习惯是逐渐形成并在一定时期内维持。　因此，在促进人们收人水平提高的同时，也要注重引导和构　建积极健康的消费文化，提高人们的生活品位。这样，才能　真正实现经济与社会的和谐发展。　参考文献：　［１］晏才群．文化——正在兴起的消费热点【Ｊ］．消费经济，２０００，　（１）：３４—３７：　［２］曹俊文．精神文化消费统计指标体系的探讨［Ｊ］．上海统计，　２００２，（４）：４２—４３．　［３］李克群．湖南文化产业的发展优势及其对策探讨［Ｊ］．求索，　２００１，（２）：５５—５６．　［４］　李子奈，叶阿忠．高等计量经济学［Ｍ］．北京：清华大学出版　社，２ｏｏＯ．　［５］Ｄ．Ｆ．韩德瑞．动态计量经济分析［Ｍ］．上海：上海人民出版　社，１９９８．　［６］历年《湖南统计年鉴》［Ｍ］．北京：统计出版社，１９８５－２００６．