經濟增長及宏觀調控對我國居民消費的效應分析

仲云云，仲偉周

（西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061）

一、引言

改革開放30年來，我國經濟取得了舉世矚目的巨大成就，但這些成就主要依靠投資與出口拉動，高投資率是我國經濟增長的主旋律。[1]相比之下，消費始終沒有發揮應有的作用。1978至2007年間，我國最終消費率和居民消費率呈總體下降趨勢；①2000年以后，下降幅度明顯加大，最終消費率和居民消費率分別從1981年最高的67.1%、52.5%下降到2007年最低的48.8%和35.5%。經濟學理論表明，消費不僅是生產的最終目的，也是經濟發展的源動力。1998-2007年世界年均消費率為78.2%，我國僅為56.9%，[2]我國消費率明顯偏低。近些年為了刺激消費、擴大內需，我國先后出臺了減稅、降低利率、擴大政府支出等一系列的宏觀調控政策，但始終達不到預期效果。

當前，受國際金融危機的影響，我國出口下降，原有的經濟發展模式越來越難以為繼，投資、消費、出口持續失衡，勢必影響我國國民經濟穩定健康發展。居民消費是我國最終消費的主要組成部分，刺激國內消費需求的關鍵是刺激居民消費。我國居民消費問題已引起學者們的廣泛關注，形成了許多重要成果，例如劉國光（2002）認為，我國城鄉居民收入相對于GDP增長緩慢以及貧富差距的不斷擴大，導致全社會消費傾向的減弱，是造成消費需求不足和消費率偏低的重要原因；萬廣華、張茵、牛建高（2001）通過測試霍爾消費函數及其擴展模型，論證了我國居民消費行為在20世紀80年代早期發生了結構性轉變，流動性約束型消費者所占比重的上升以及不確定性的增大，造成了我國目前低消費增長和內需不足；袁曉玲和楊萬平（2008）等采用協整、向量自回歸模型分析了居民消費、政府消費與我國經濟增長的因果關系，實證結果表明：三者之間存在長期均衡關系，居民消費增長是經濟增長的格蘭杰原因，政府消費增長是居民消費增長的格蘭杰原因；姜濤、臧旭恒（2008）通過對我國居民最終消費與經濟增長關系的協整分析，認為我國居民消費和GDP之間存在單向因果關系，居民消費是GDP的格蘭杰原因，我國經濟增長在很大程度上得益于居民消費水平的提高。[3-6]

目前的研究對我國居民消費理論的發展做出了重要貢獻，但尚存在三個問題：（1）研究的范圍寬泛。現有文獻大都限于居民消費同經濟增長的關系，范圍界定比較寬泛，較少考慮我國城鄉二元制結構對城鎮居民消費和農村居民消費的效應問題；（2）影響因素的選擇有限。現有研究很多立足于經典消費理論，驗證它們在我國的適用性問題，而關于宏觀調控包括財政政策和貨幣政策對居民消費的影響缺乏嚴格的實證分析；（3）研究的方法尚待改進。不少文獻假設經濟變量序列是平穩的，直接采用傳統的計量經濟方法來研究消費問題，但現實生活中很多經濟變量序列往往是非平穩的，這樣得出的結果容易造成偽回歸并缺乏一定的可靠性。本文將以我國城鎮居民人均消費和農村居民人均消費為研究對象，采用協整理論分析經濟增長、宏觀調控對我國居民消費的影響。

二、我國居民消費的影響因素和理論模型

（一）影響我國居民消費的因素

根據西方經典消費理論，居民消費的影響因素有很多。而我國目前正處于向市場經濟轉型時期，社會制度發生重大變革，制度的不確定很大程度上影響著我國消費者的消費。20世紀90年代以后，我國國民經濟發展基本告別短缺而進入相對過剩時期，經濟增長從供給約束轉向市場需求約束，消費需求不足成為制約經濟發展的主要因素，而以刺激國內消費需求實現經濟增長的宏觀調控政策始終達不到預期效果。基于此，本文將西方經典理論與我國國情相結合，選擇經濟增長、居民收入、不確定性、政府支出、利率、價格水平等六個主要影響因素，研究經濟增長和宏觀調控政策對我國居民消費的影響及效應。

對變量的選擇和說明如下：（1）居民消費。考慮數據的可得性和我國的城鄉二元制結構，這里用城鎮居民人均消費支出（CX）及農村居民人均消費支出(NX)來表示，并比較各因素對兩者影響的異同。（2）經濟增長。用人均國內生產總值（GDPP）來表示：GDP反映了一個國家或地區的經濟活動總量，人均GDP通常用以評價一國的富裕程度，一般對居民消費有正面的影響，但近些年我國居民消費率的變化趨勢并不與經濟增長一致，有待模型做出檢驗和說明。（3）居民收入。分別用城鎮居民人均可支配收入（CY）和農村居民人均純收入（NY）表示。收入的高低直接影響著消費，影響程度通常以邊際消費傾向表示，因此居民收入是消費最重要的影響因素。（4）不確定性。不確定性是指消費過程中，外部環境導致的一些風險性或不可預期性。不確定性會增加居民預防性儲蓄從而抑制消費。不確定性一般是不可能直接觀測的，需要通過某種方式得到其代理變量。因為居民收入分為持久收入和暫時收入兩部分，前者可預期，具有確定性，后者風險大，具有很大的不確定性，因此本文以暫時收入的平方項作為不確定性的代理變量，[8]城鎮居民和農村居民的收入不確定性分別用CUY和NUY表示。（5）政府支出。政府支出（GC）反映一國財政政策的變動，通常在經濟蕭條時實施擴張性財政政策，經濟過熱時采用緊縮性財政政策。政府支出和居民消費既可能存在替代關系，也可能存在互補關系，即擴大政府支出既可能促進居民消費也可能擠出居民消費，因此我國政府支出對居民消費的關系有待檢驗。（6）利率。利率（R）變化對居民消費也存在兩個方面的效應，替代效應會使利率上升而抑制居民消費，收入效應使得利率上升而促進居民消費。以往經驗判斷認為降息會抑制儲蓄，增加消費。我國近年來多次降低居民存貸款利率并加征利息稅以分流儲蓄存款，促進居民消費，但效果并不理想，因此利率和居民消費之間的關系也有待檢驗。（7）價格水平。價格水平（P）是社會總供給與社會總需求各方面因素的綜合反映，在價格水平提高時，如果實際收入不同比例提高，則消費者的實際收入水平會降低，消費者為了維持原有的生活水平，則必須增加消費支出，導致消費傾向提高。因此，把物價水平控制在合理的范圍是貨幣政策的一部分，本文用居民消費價格指數CPI來表示價格水平。（8）其他因素(u)。居民消費與上述變量外的其他因素也存在一定的因果關系，如流動性約束、消費環境、消費結構等，u代表所有未經指明的對居民消費有影響的其他因素。

（二）模型構建及數據來源

上述涉及到的變量共10個，對變量逐一分析，將宏觀調控的3個影響因素組成一組，其余3個影響因素為一組，構建四變量的理論模型如下：

本文選用1978-2007年共30年的數據，原始數據來源于《新中國五十年統計資料匯編》和歷年的《中國統計年鑒》。[9-10]為了使數據具有可比性，所有數據以1978年為基期進行處理，得到相應的實際值CX、CY、NX、NY，具體是分別以相應的名義值與城鎮居民消費價格指數和農村居民消費價格指數計算得到，GDPP用國內生產總值指數調整得到， GC及R以同期商品零售價格指數計算得到，其中名義利率用一年期人民幣存款利率的加權平均值表示。由于對數據取自然對數并不改變變量之間的協整關系，并能消除異方差的影響，對各變量取自然對數后分別記為LnCX、LnNX、LnCY、LnNY、LnCUY、LnNUY、LnGDPP、LnGC、LnR、LnP。本文分析工具采用計量經濟分析軟件Eviews5.0。

三、計量經濟分析和實證結果

（一）變量平穩性檢驗

如果一個序列的均值和自協方差不隨時間而改變，就說它是平穩的；反之，則是非平穩的。差分平穩序列稱為單整，記為I(d)。本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗10個變量的平穩性，檢驗結果如表1所示。由表1可知，10個變量皆為一階單整序列I(1)，需要通過協整檢驗來驗證它們之間是否存在長期均衡關系。

表1 變量序列的ADF單位根檢驗結果

（二）協整檢驗

依照已建立的四個計量經濟模型，本文采用JJ跡統計量法來檢驗LnCX、LnNX分別與不同的經濟變量組成四變量系統的協整關系，滯后階數根據SIC和SC準則來確定。檢驗結果如表2所示。

表2 四變量VAR系統的協整關系檢驗

根據檢驗結果，4個四變量VAR系統各變量之間在5%水平上分別存在唯一的協整關系，共生成4個協整方程。

模型中括號內為估計標準差，協整關系說明居民消費與經濟增長、居民收入、不確定性、政府支出、利率和價格水平等變量之間存在長期均衡關系。從長期來看，各變量對城鎮居民消費和農村居民消費的趨勢影響方向一致，不同的是影響程度即彈性有所區別：人均GDP與居民消費正相關，LnCX、LnNX關于LnGDPP的彈性分別是0.050、0.105；人均收入與居民消費正相關，城鎮和農村居民人均可支配收入每增加1%，各自的人均消費支出將分別增加0.979%和1.051%；不確定性與居民消費呈負相關關系，城鎮和農村居民的不確定性每增加1%，各自的人均消費支出將分別減少0.03%和0.003%；在宏觀調控政策中，增加政府支出能夠促進居民消費，即政府支出表現為對居民消費的擠入效應，政府支出對于城鎮和農村居民消費的彈性分別是0.541和0.753；利率的收入效應大于替代效應，表現對居民消費的正向影響，對二者的彈性分別是0.025和0.268；價格水平與居民預期一致，呈正相關關系，對二者的彈性分別為0.105和0.102。

（三）誤差修正模型

通過對變量進行協整分析可以發現變量之間的長期均衡關系，但無法得知這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調整速度，誤差修正模型可以解決這個問題。根據Granger定理，如果一組變量是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述，即任何一組相互協整的時間序列變量都存在誤差修正機制，通過短期波動的調節行為，達到變量之間長期均衡關系的存在。本文采用Hendry從一般到特殊的動態建模原則，[19]根據AIC和SC準則，確定從滯后3期開始逐步刪除不顯著的變量，最終得到4個誤差修正模型。

誤差修正模型1：

誤差修正模型2：

誤差修正模型3：

誤差修正模型4：

上述括號中的為T檢驗值，ECM表示誤差修正項。在5%顯著水平下，對以上四個誤差修正模型進行檢驗，各方程回歸殘差均滿足正態性，不存在自相關和異方差，證明了模型的有效性。其中的誤差修正項反映了長期均衡對短期波動的影響，其系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。四個模型中，誤差修正項的系數均為負值，符合反向修正機制，且系數的絕對值較大，說明調整力度較大。

（四）Granger因果關系檢驗

協整檢驗表明CX和NX與各變量之間存在協整關系，但并不能判斷是否存在因果關系及因果關系的方向。因此，本文根據Granger和Sims提出的因果關系檢驗法進行檢驗，檢驗結果如表3和表4所示。

表3 ΔLn(CX)與各變量的Granger因果關系檢驗結果

表4 ΔLn(NX)與各變量的Granger因果關系檢驗結果

檢驗結果顯示，在10%的顯著水平下，ΔLn(CX)、ΔLn(NX)與各變量的因果關系既有相同之處又有區別，相同之處表現在：ΔLn(CY)、ΔLn(NY)與ΔLn(CX)、ΔLn(NX)均存在單向因果關系，且方向相同；ΔLn(R)與ΔLn(CX)、ΔLn(NX)均不存在任何因果關系。不同的是：ΔLn(CUY)與ΔLn(CX)存在單向因果關系，而ΔLn(NUY)與ΔLn(NX)不存在任何因果關系；ΔLn(GDPP)、ΔLn(GC)與ΔLn(CX)存在單向因果關系，而與ΔLn(NX)不存在任何因果關系；ΔLn(P)與ΔLn(CX)存在雙向因果關系，而與ΔLn(NX)只存在單向因果關系。

（五）基于VAR模型的脈沖響應和方差分解

向量自回歸模型通常用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響。它是用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系，其優點在于對外生變量和內生變量不必加以區別而同等對待。根據滯后期的不同，已構建的四變量VAR模型分別是VAR(2)、VAR(1)、VAR(2)、和VAR(1)。考察VAR模型時，可以利用脈沖響應函數和方差分解技術來研究模型的動態特征。

1.脈沖響應函數IRF

IRF衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，刻畫了內生變量對隨機擾動（信息Innovation）的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。這里根據四變量VAR模型，分析LnCX、LnNX對于各變量沖擊的響應。

LnCX對LnGDPP一個標準差沖擊的響應在1—8期為弱的負向效應，第9期開始變為正向效應，并呈上升趨勢；LnCX對來自LnCY的一個標準差信息的沖擊立即有較強的反應，第1期后慢慢上升，第3期達到峰值，為0.03，此后趨于平緩但始終保持較強的正向效應；LnCX對LnCUY的響應一直為負，第4期最低，為-0.02，此后略有上升，但始終為負；LnCX對LnGC的響應一開始較強，第2期達到峰值0.01，此后一直下降，第10期幾乎為0；LnCX對LnR一個標準差沖擊的響應一開始為正，第2期達到峰值0.01，此后逐漸下降，第5期開始表現為負向效應；LnCX對LnP一個標準差沖擊的響應在1—8期為負，第9期開始為正，但效應不是很強。

LnNX對于LnGDPP一個標準差沖擊的響應在1—3期表現為弱的正向效應，第4期開始效應逐漸增強；LnNX對于LnNY一個標準差沖擊的響應一開始反應強烈，第2期達到峰值0.06，此后逐漸下降，但始終保持正向效應；LnNX對于LnNUY一個標準差沖擊的響應具有初始的負向效應，第2—9期表現為弱的正向效應，第10期又變為負向效應；LnNX對于LnGC的沖擊，始終表現為正向效應且效應逐漸增強，第9期后趨于平緩； LnNX對于LnR沖擊的響應，一開始反應強烈，第3期達到峰值0.05，第5期后快速下降，第10期表現為弱的負向效應；LnNX對于LnP沖擊的響應一開始較強，第3期達到峰值0.02，此后逐漸下降，但始終保持正向效應。

2.方差分解

方差分解表示的是當系統的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的主要思想是：把系統中每個內生變量（共M個）的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的M個組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析各變量對居民消費支出的貢獻率。

從LnCX、 LnNX方差分解結果可以看出，LnCX的預測誤差主要是由自身的波動和LnCY的影響引起的，其余變量對LnCX的影響較小，LnCUY和LnGC對LnCX的影響略高于LnGDPP、LnR、LnP；LnNX的波動大部分也是由自身的波動和LnNY的波動引起，LnGC對LnNX的影響逐漸增大，但始終未超過30%，LnR對LnNX的影響在第5期達到最大，約為32%，隨后又逐漸下降，LnGDPP、LnNUY和LnP對LnNX的影響較小。

因此，在六個影響因素中，城鎮居民和農村居民的人均可支配收入是影響各自人均消費支出的主要原因，且收入對農村居民消費的貢獻略大于對城鎮居民的貢獻；政府支出和利率對于農村居民消費的影響大于對城鎮居民的影響，這與前面的協整關系相一致，政府支出在一定程度上促進了居民消費，但如果控制不好規模，容易產生擠出效應，因而從長期看對消費的影響較小，作用有限；利率對消費的收入效應大于替代效應且對消費的貢獻較小，這是我國近些年不斷下調利率而儲蓄率卻不斷攀升的重要原因。根據實證結果分析，現階段刺激居民消費的有效措施在于提高居民的可支配收入。

四、結論與啟示

本文根據四變量VAR模型，采用1978-2007年的數據，分析了人均GDP、人均收入等六個主要因素對城鎮和農村居民消費支出的影響，可以得出如下結論：

（1）人均GDP、人均可支配收入、不確定性、政府支出、利率及價格水平與城鎮和農村居民消費之間存在著穩定的長期均衡關系和短期波動的特性；各因素對城鎮和農村居民消費具有相同的趨勢影響，但彈性有所區別，除了不確定性與居民消費呈負相關關系外，其余五個因素均對居民消費表現出正向影響。

（2）短期內，城鎮和農村居民人均收入對各自的消費支出具有單向因果關系，即居民收入增加是引起居民消費增加的Granger原因，而居民消費增加不是引起居民收入增加的Granger原因；不確定性、人均GDP、政府支出與城鎮居民消費存在單向因果關系，而與農村居民消費支出不存在任何因果關系；價格水平與城鎮居民消費存在雙向的因果關系，而與農村居民消費支出只存在單向因果關系；利率與城鎮居民和農村居民消費之間不存在任何因果關系。

（3）從脈沖響應和方差分解來看，居民消費主要受居民可支配收入的影響，其他因素影響不明顯，不確定性對消費的沖擊并沒有預期的那么大，主要原因可能是不確定性無法用具體數據表示，只能選用代理變量，因而結果可能受到影響；宏觀調控措施中，政府支出、利率和價格水平均表現為對居民消費的正面影響，且對農村居民消費的影響大于對城鎮居民消費的影響。

根據實證結果及上述結論，現階段對于如何刺激居民消費，可得到如下啟示：

（1）提高居民可支配收入以增加消費。現階段應不斷提高居民可支配收入特別是提高農村居民和城鎮中低收入階層消費者的收入，可采取增加城鎮居民的工資、提高個稅起征點、增加對農民的補貼等措施提高居民可支配收入。另外，有研究指出，從經濟增長所帶來的資產性財富升值中，國家擁有76%，民間只占24%，這種財富結構決定了經濟增長和財富增值對居民消費增長的影響只能是有限的，還富于民有利于促進居民消費。[12]

（2）降低居民收入的不確定性以提高居民消費傾向、增強居民消費信心。（3）宏觀調控刺激居民消費。應把政府支出控制在合理的范圍之內，防止政府支出對居民消費的擠出效應。其次，應使利率控制在合適的水平上，根據實際情況發揮利率的替代和收入效應的雙重作用；最后，通貨膨脹一方面可以刺激居民消費，另一方面會降低居民的生活水平，因此可以保持溫和的通貨膨脹以刺激內需，保持國民經濟較快平穩發展。

注釋：

①我國最終消費包括居民消費和政府消費，其中居民消費是最終消費的主要組成部分；最終消費率=最終消費/支出法GDP，居民消費率=居民消費/支出法GDP。

[1]羅云毅.低消費、高投資是現階段我國經濟運行的常態[J].宏觀經濟研究，2004，(5)：6-12.

[2]江 林，馬椿榮，康 俊.我國與世界各國最終消費率的比較分析[J].消費經濟，2009，(1)：35-38.

[3]劉國光.促進消費需求提高消費率是擴大內需的必由之路[J].財貿經濟，2002，(5)：5-9.

[4]萬廣華，張 茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費[J].經濟研究，2001，(11)：35-44.

[5]袁曉玲，楊萬平.政府、居民消費與中國經濟增長的因果關系[J].當代經濟科學，2008，(5)：49-55.

[6]姜 濤，臧旭恒.中國居民最終消費與經濟增長關系的協整分析[J].宏觀管理，2008，(5)：49-51.

[7]Keynes Mavnar John.The General Theory of Employment， Interest and Money[M].Cambridge： Macmillan Cambridge Unviersity Press，1936.

[8]羅楚亮.經濟轉軌、不確定性與城鎮居民消費行為[J].經濟研究，2004，(4)：100-106.

[9]國家統計局.新中國五十年統計資料匯編[Z].北京：中國統計出版社，1999.

[10]國家統計局.中國統計年鑒[Z]北京：中國統計出版社，1985-2008.

[11]Hendry，D.F..Dynamic Econometrics[M].New York：Oxford University Press，1995.

[12]陳志武.增加財產性收入是相當好的政策走向[J].國際融資，2008，(8)：28-29.