西安市城鎮居民消費函數研究

［摘要］ 本文對西安市城鎮居民消費行為的分析研究是在當前轉型經濟背景下，利用1989年～2005年西安市城鎮居民人均收入和人均消費的時間序列數據，采用回歸分析和協整分析的方法，研究了西安市城鎮居民的消費函數。

［關鍵詞] 消費函數 回歸 協整

一、緒言

西安市是我國中西部地區重要的科研、高等教育、國防科技工業和高新技術產業基地。在全國區域經濟布局上，西安具有承東啟西、東聯西進的區位優勢，在西部大開發戰略中具有重要的戰略地位。然而居民收入穩定增長，未來收入信心增強，卻并未促進居民消費意愿升高。有關專家指出，目前西安市居民消費受政策影響明顯，教育、醫療、水電等服務收費水平居高不下，使居民消費的“擠出效應”突出，低收入居民更為嚴重。在收入有限的情況下，要保證必要的開支，就要削減其它方面的支出，這將極大地影響消費質量的提高和消費結構升級。

這些充分說明西安城鎮居民并沒有能充分享受到近年來快速的經濟增長帶來的實惠，消費需求不足是制約轉型時期經濟發展的一個關鍵因素。因此，研究消費需求不足的原因，深入分析制度轉型時期各類不確定性因素對居民消費行為的影響，探尋轉型時期西安市居民消費行為規律及其變化趨勢。在“十一五”時期真正啟動消費，切實提高西安居民消費水平，促進西部發展，是轉換經濟增長方式的必要前提。只有充分考慮到經濟發展特定階段的制度背景，加強公共管理與服務，制定切合實際的擴大城鎮居民消費的基本對策，才能使西安經濟社會的平穩發展和構建和諧社會的目標得以實現。

二、數據的來源

本章中用到的統計數據均來自西安統計年鑒和西安年鑒，限于數據的可獲得性，數據取自1989年～2005年。具體情況如表1：

以上西安城鎮居民的相關數據經過相應指數的調整，均為可比數據。

1989年～2005年，西安城市居民家庭人均消費支出和可支配收入逐年增長，2005年的人均消費支出是1989年的2.57倍，2005年的人均可支配收入是1989年的2.85倍，表明收入的增長高于消費的增長。持久性收入也穩步增加，但暫時性收入和暫時性消費卻有很大的波動，消費傾向也波動性很強。

三、回歸分析

運用eviews5.0軟件，應用理論模型，收入和支出的不確定性分別用西安城鎮居民各收入組間的收入和消費標準差來替代，對模型進行檢驗，回歸分析得到如下模擬結果:

首先對方程設定整體性進行檢驗。顯然，方程擬合優度良好，各統計量均在10％的水平上顯著，總體顯著性也很好。統計檢驗和計量經濟學檢驗均能通過。從方程結果來看，持久性收入對居民的消費影響最大，只有西安城鎮居民各收入組間的收入標準差與居民消費成負相關關系，收入差距對居民消費有著反向的影響。收入組的收入標準差對消費的影響說明改革開放二十多年來，貧富差距不斷擴大的實際狀況對居民消費需求較低的現實影響是不容忽視的。當前，收入分配差距不斷擴大，成為影響居民消費的又一重要因素。

再將收入和支出的不確定性分別用暫時性收入和暫時性消費來替代，分析得到:

這里對方程設定進行整體性檢驗。解釋變量 不能通過T檢驗，因此剔除該變量再進行模擬回歸得到:

log(C)=0.3592+0.9274log(Yp)+0.0012UCc

t=(2.73) （45.96)(6.26)

此時方程的各項統計量顯著，符合經濟學的一般規律，方程擬合優度良好，各項統計檢驗R2＝0.9976，F＝2490.956，DW＝1.55。當N＝15，q＝2時，dl＝0.70，dμ＝1.25，dμ民消費有著很大的影響，彈性系數為0.9274。 暫時性消費對消費支出有正向影響。

傳統的線性回歸是分析變量間的靜態均衡，而幾乎所有的經濟變量都是隨時間的變化而變化，因此僅分析收入消費的靜態均衡，具有理論意義。而對變量動態均衡的分析，預測消費者行為的變化，進行宏觀調控，更有著很強的現實意義。下一節應用協整分析分方法對西安城鎮居民消費收入進行動態分析。

四、協整分析

1.協整概念及檢驗

協整是對經濟時序變量之間相互關系的一種表征，可以理解為經濟時序變量之間存在著一種均衡力量，既存在著一種機制的作用，使非平穩的不同變量在長期內一起運動，按照經驗的觀點，協整可以理解為兩經濟時序變量{Xt，Yt}在以Xt為橫坐標，Yt為縱坐標上，其散點圖圍繞在某一條直線Yt=a+bXt的周圍，直線對點 (Xt，Yt)起著引力線的作用，當(Xt，Yt)偏離該直線時，引力線的作用會使它們回到直線附近，雖然不能立即到達直線上，但存在著回歸這條直線的總趨勢，下面給出定義:

如果Xt，Yt是I(1)，但存在某個線形組合Zt=m+aXt+bYt是I(0)，且具有零均值，則稱Xt，Yt是協整的，(a，b)稱為協整向量。一般地，如果Xt，Yt，都是I(I)，則aXt+bYt是I(1)。

根據Engle-Granger兩步檢驗法，首先通過協整回歸求得非均衡殘差序列，即作靜態回歸。為檢驗I(1)序列Xt=(X1t，X2t，L，Xpt)之間的協整關系，選取其中某個變量對其他變量進行回歸:

然后，檢驗殘差序列的平穩性，若非均衡殘差序列平穩，說明變量間存在協整關系。對上述回歸殘差Vt作ADF檢驗:

2.誤差修正模型

協整反映了兩個或多個非平穩序列之間的一種長期動態均衡關系，組合的結果就是這些序列與均衡之間的誤差，稱為均衡誤差。在模型中包含協整關系，即是用協整組合的均衡誤差對模型進行修正，這類模型稱為誤差修正模型，其思想可簡單概括為：某一期出現的非均衡誤差將在下一期予以修正。

本文首先對序列進行協整分析，以發現序列之間的協整關系，求出協整系數，并以這種關系構成誤差修正項，然后將誤差修正項看作一個解釋變量，建立誤差修正模型。

作個簡單的趨勢圖，發現消費和收入數據具有明顯的時間趨勢，對消費和收入進行單位根檢驗，具體分析結果如下表2和表3：

注:（c，t，k）表示檢驗類型，c表示常數項，t表示帶有時間趨勢，k代表滯后階數，0表示沒有，下同。

從表中可以看出，取顯著性水平為α＝0.05，消費c的統計量為0.0867，大于ADF檢驗的臨界值－3.791。同時，收入y的統計量大于ADF檢驗的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的零假設，所以c和y都是存在單位根的非平穩序列。

對消費和收入序列進行一次差分后，進行ADF檢驗，結果如下表4和表5:

結果顯示，ΔC的ADF的t檢驗統計量為－5.187，小于其α＝0.05的臨界值，同樣，ΔY的ADF的t檢驗統計量為－3.853，也小于臨界值。所以，得出拒絕含有單位根的零假設，即都是不含單位根的平穩序列。

于是建立消費和收入的協整方程，

C=38.318+.832Y

t=(1.84)(41.51)

R2＝0.991DW＝1.61

方程中的系數0.832是收入彈性，表明收入每增加1％會使消費增加0.832％。對殘差序列e進行單位根檢驗，得到的e是平穩序列。為了考察西安城鎮居民消費和收入之間的動態關系，通過估計得到西安居民消費和收入的誤差修正項ecm，即回歸模型的殘差序列e，建立下面的誤差修正模型：

ΔC＝17.793＋0.502ΔY-0.224ecmt-1

t = (1.104) (2.456) (-0.652)

R2＝0.473 DW＝2.53

以上模型中的回歸系數都可以通過顯著性檢驗，通過DW檢驗，可以證明模型中不存在序列相關性。誤差修正模型描述了均衡誤差對消費的短期動態影響，誤差修正系數－0.224為負數，符合相反修正機制，也就是說，上一期的均衡誤差對消費短期變動有顯著影響，如果上一期消費偏低，為負值，本期消費就會相應調高；反之，若上一期消費偏高，本期消費就會調低，從而保證了消費與收入的關系不會明顯偏離均衡狀態。

五、結果分析

通過以上對統計數據的分析可知，西安市城鎮居民的消費確實受到不確定性的影響，這種不確定性即來自收入方面，也來自支出方面。

從模型中可以看到，短期收入變動1%將引起居民消費變動0.830l0，所以，短期收入波動對居民消費的影響是非常大的。國民經濟的增長要保持一定的平穩性，這就需要在消費政策的制定方面要保持政策的連續性，對于居民收入波動影響較大的政策制定方面應該謹慎。由此也可以看出，啟動居民消費是一項系統工程，需要各項系統措施的平穩推進，保證居民消費水平的平穩過渡，防止大起大落對經濟發展造成大的影響。

協整反映的是一種長期均衡關系。消費與收入的長期均衡是受長期因素的影響所致，因此，一些短期措施只能對居民的當前消費起到一定的作用，對長期消費的拉動收效甚微，對于影響短期收入的相關政策，亦是如此。所以，在制定相關政策時應該著眼于政策的長期效果。

在協整模型中，消費傾向為0.832，收入的很大部分都用于消費。在誤差修正模型中，誤差修正系數(－0.224)，即每年有－22.4％的調整，說明誤差修正項對短期消費的調整力度非常大。主要是由于西安城鎮居民限于流動性約束的影響等原因，進行跨時資源配置是不容易的，因此，由于不確定性因素的存在，居民在上期出現過度消費后，必然導致本期消費做大幅度的調整。同時，本期的收入在居民消費中還是起著重要的作用。

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