我國城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的長期均衡及短期波動的實(shí)證分析

馬敏娜，郭麗環(huán)

（吉林財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，長春 130117）

我國城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的長期均衡及短期波動的實(shí)證分析

馬敏娜，郭麗環(huán)

（吉林財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，長春 130117）

文章采用我國1978～2009年城鄉(xiāng)居民消費(fèi)收入數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論和誤差修正模型，從長期均衡和短期動態(tài)調(diào)整兩個方面比較分析城鄉(xiāng)居民消費(fèi)收入的特征。結(jié)果表明：城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)之間均存在長期均衡關(guān)系,且農(nóng)村居民消費(fèi)需求與收入之間的相關(guān)性更為顯著。

城鄉(xiāng)居民；收入與消費(fèi)；消費(fèi)函數(shù)；協(xié)整分析

根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2009年全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入17174.7元，消費(fèi)支出為12264.6元，農(nóng)民人均純收入5153元，消費(fèi)支出為3993.5元，收入分別增長8.833%和8.246%，支出分別增長9.088%和9.091%。城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入消費(fèi)水平差別很大。收入和消費(fèi)水平是影響國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)。保持中國經(jīng)濟(jì)或持續(xù)發(fā)展并有較快增長，從當(dāng)前看，就是要堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需,拉動消費(fèi)。在影響居民消費(fèi)行為的諸多因素中，收入無疑是主要因素。現(xiàn)階段制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問題之一就是需求不足，如何擴(kuò)大內(nèi)需？增加居民消費(fèi)是我國政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策的出發(fā)點(diǎn)。同時由于我國城鄉(xiāng)差距越來越大，城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)習(xí)慣也有很大差異，因此研究我國城鄉(xiāng)居民的收入消費(fèi)關(guān)系對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的實(shí)際意義。

1 消費(fèi)函數(shù)、協(xié)整理論及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

消費(fèi)決策影響整體經(jīng)濟(jì)長期與短期中的行為。從長期看，消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長中起到重要作用，索洛增長模型說明了儲蓄率是穩(wěn)定狀態(tài)資本存量的關(guān)鍵決定因素；從短期看，消費(fèi)在決定總需求中起到重要作用，作為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車之一，消費(fèi)的波動是繁榮與衰退的關(guān)鍵因素。

凱恩斯的消費(fèi)理論認(rèn)為，在現(xiàn)實(shí)生活中，決定消費(fèi)支出的因素很多，其中收入是最重要的因素，消費(fèi)與收入的比率隨收入的增加而下降，追加1美元收入中用于消費(fèi)的數(shù)額被稱為邊際消費(fèi)傾向（其數(shù)值在0—1之間）。其消費(fèi)函數(shù)通常寫為：C=+cY>0,0

然而，傳統(tǒng)消費(fèi)函數(shù)理論建立在收入和消費(fèi)變量是平穩(wěn)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上,通過對有關(guān)變量時間序列自相關(guān)圖的研究,發(fā)現(xiàn)它們的表現(xiàn)是非平穩(wěn)的。因此，以普通最小二乘法建立的收入與消費(fèi)的關(guān)系缺乏統(tǒng)計(jì)意義上的邏輯論證。

1987年Engle和Granger提出的協(xié)整理論及其方法，為平穩(wěn)序列的建模提供了另一種途徑。雖然一些經(jīng)濟(jì)變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。作為協(xié)整模型的補(bǔ)充，誤差修正模型(ECM)則解釋序列的短期波動關(guān)系。消費(fèi)的短期動態(tài)變化表現(xiàn)為依據(jù)前一期消費(fèi)對長期穩(wěn)定關(guān)系的偏離程度不斷進(jìn)行調(diào)整的過程。協(xié)整模型與誤差修正模型的聯(lián)合應(yīng)用不僅解決了傳統(tǒng)消費(fèi)函數(shù)“偽回歸”問題，而且第一次確立了消費(fèi)長期趨勢對短期變化的影響，發(fā)展了消費(fèi)函數(shù)理論。

我國學(xué)者已經(jīng)運(yùn)用協(xié)整理論在收入—消費(fèi)方面進(jìn)行了實(shí)質(zhì)性的探索。朱彥孜采用誤差修正模型對廣東省城鎮(zhèn)居民收入—消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析，得出當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響重大，長期穩(wěn)定的收入預(yù)期有利于提高消費(fèi)水平[2]。曹鑫對廣西省城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)進(jìn)行分析，得出長期和短期中城鎮(zhèn)居民收入變化對消費(fèi)的影響程度比較大，農(nóng)村居民有更高的消費(fèi)傾向[3]。劉藝容運(yùn)用1978～2005年數(shù)據(jù),借助向量自回歸方法分析了我國城鄉(xiāng)消費(fèi)—收入差距的動態(tài)關(guān)系[4]。

2 城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來源于國中國統(tǒng)計(jì)出版社出版的歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。原始數(shù)據(jù)選取了1978~2009年我國城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)數(shù)據(jù)。

為剔除價格因素變動的影響,在分析前以1978年為基期的居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行縮減,得到剔除價格變動后的實(shí)際收入消費(fèi)數(shù)據(jù)。同時為了消除可能存在的異方差因素的影響，對所得數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，這一變換不改變原來變量之間的協(xié)整關(guān)系，得到以下四個指標(biāo)變量：城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出（UC）,城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年可支配收入（UI）,農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)性支出（RC）,農(nóng)村居民家庭平均每人純收入（RI）。

2.2 收入與消費(fèi)的模型

對凱恩斯消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行變形，可以把消費(fèi)分為自發(fā)消費(fèi)和引致消費(fèi)。自發(fā)消費(fèi)指不取決于收入的消費(fèi)，而引致消費(fèi)是指隨收入的變動而變動的那部分消費(fèi)。那么常數(shù)代表自發(fā)消費(fèi)用α表示，代表邊際消費(fèi)傾向用β表示，那么可以把消費(fèi)函數(shù)寫為：C=α＋βY

城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)函數(shù)模型：UC=α+βUI+μ1μ1為隨機(jī)誤差

農(nóng)村居民收入消費(fèi)函數(shù)模型：RC=α+βRI+μ2μ2為隨機(jī)誤差

因?yàn)樵瓟?shù)列取自然對數(shù)，所以此時β不再表示邊際消費(fèi)傾向,而表示的是消費(fèi)對收入的彈性,即收入I每變換1%時消費(fèi)C變化的百分比。

2.3 單位根及協(xié)整檢驗(yàn)

（1）單位根檢驗(yàn)

由于虛假回歸問題的存在，所以進(jìn)行動態(tài)回歸模型擬合時，必須先檢查各序列的平穩(wěn)性。運(yùn)用Eviews6.0軟件對UC、UI、RC、RI四個變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)四個變量均不能拒絕單位根假設(shè)，是非平穩(wěn)時間序列。因此對其進(jìn)行差分處理然后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表1所示。

通過表1可以看出四個變量經(jīng)過一階差分后ADF值均小于10%顯著性水平上的臨界值，拒絕單位根的假設(shè)，經(jīng)過一階差分后的序列為平穩(wěn)數(shù)列，即為一階單整數(shù)列。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析我國城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)之間是否存在長期的均衡關(guān)系，下面對城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)進(jìn)行協(xié)整分析。將輸入變量引入響應(yīng)序列建模，不一定要所有的序列都平穩(wěn)，只要它們之間具有協(xié)整關(guān)系。如果非平穩(wěn)序列之間具有協(xié)整關(guān)系，那就說明殘差序列平穩(wěn)，則虛假回歸就可以避免。

下面對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)收入方程用用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，并用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)。所得方程為：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對協(xié)整回歸方程的殘差μ進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所得結(jié)果見表2。

表2顯示殘差μ1和μ2在單位根檢驗(yàn)中ADF值均小于顯著性水平1%上的臨界值。因此變量UC、UI、RC、RI序列之間存在協(xié)整關(guān)系。方程（1）和方程（2）表明我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)與收入之間存在長期均衡關(guān)系。

表2 殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 誤差修正模型

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型通常表述的是變量之間的 “長期均衡”關(guān)系，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過程”生成的。因此，我們引入誤差修正模型。協(xié)整模型度量序列之間的長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型(ECM)則解釋序列的短期波動關(guān)系。ECMt-誤差修正機(jī)制是一個負(fù)反饋機(jī)制，當(dāng)ECMt-1>0時，等價于即上期真實(shí)支出比估計(jì)支出大，這種誤差反饋回來，會導(dǎo)致下期支出適當(dāng)壓縮，反之當(dāng)ECMt-1<0會導(dǎo)致下期支出適當(dāng)增加。

因此，將（1）式和（2）式的殘差作為均衡誤差項(xiàng)把收入消費(fèi)的長、短期行為聯(lián)系起來，建立誤差修正模型。

2.5 結(jié)果分析

2.5.1 農(nóng)村居民收入—消費(fèi)模型

方程 （1）顯示，在長期，RI對 RC的影響系數(shù)為0.915536，即RI每增長1%，RC就增長 91.5536%，說明農(nóng)村居民每年純收入與消費(fèi)支出之間的關(guān)系比較明顯。誤差修正模型反映了消費(fèi)收入之間的短期關(guān)系。消費(fèi)的短期變動可分為兩部分：一部分為短期收入波動的影響，用△RI表示；一部分為偏離長期均衡的影響，用ECMt-1表示。方程（3）顯示，△RI對△RC的影響系數(shù)為0.758811，小于長期中RI對RC的影響系數(shù)，說明短期內(nèi)居民收入的變動對居民消費(fèi)的影響小于長期；誤差修正項(xiàng)（ECMt-1）的系數(shù)表示對偏離長期均衡的調(diào)整力度。誤差修正值為-0.56605，符合反饋修正機(jī)制，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，生活消費(fèi)支出的當(dāng)期波動調(diào)整比較大，單位調(diào)整比例為-0.56605。

2.5.2 城鎮(zhèn)居民收入—消費(fèi)模型

方程 （2）顯示，在長期，UI對 UC的影響系數(shù)為0.879330，即UI每增長1%，UC就增長87.933%，可見長期中城鎮(zhèn)居民的可支配收入對消費(fèi)支出的影響也很大。同樣從誤差修正模型（4）可以看出,短期內(nèi)△UI對△UC的影響系數(shù)為0.462381,城鎮(zhèn)居民的收入變動對消費(fèi)的影響小于長期。而均衡誤差項(xiàng)的系數(shù)為-0.837771,符合反饋修正原則,當(dāng)出現(xiàn)偏離長期均衡方程的情況時,誤差修正項(xiàng)會對偏差進(jìn)行83.7771%幅度的調(diào)節(jié),這說明UI和UC之間存在的長期穩(wěn)定關(guān)系制約著這兩個變量的變化,并促使它們走向均衡。

2.5.3 城鄉(xiāng)居民收入—消費(fèi)模型對比分析

（1）從長期模型來看，城鎮(zhèn)居民模型常數(shù)項(xiàng)為0.646940高于農(nóng)村居民模型的常數(shù)項(xiàng)0.370312。說明城鎮(zhèn)居民的自發(fā)性消費(fèi)要高于農(nóng)村居民。在農(nóng)村居民生活中，一些生活用品可以自給自足，交通、水電氣方面的費(fèi)用相對較低，因此農(nóng)村居民生活成本要低于城鎮(zhèn)居民生活成本。

從代表消費(fèi)—收入關(guān)系的系數(shù)來看，城鎮(zhèn)居民可支配收入變動1%則生活消費(fèi)支出變動87.933%，農(nóng)村居民純收入變動1%則消費(fèi)支出變動91.5536%。可以看出，無論城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村居民收入彈性都較大，居民收入水平的提高有利于消費(fèi)水平的上升。同時也應(yīng)看到，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出對收入的依賴性要大于城鎮(zhèn)居民。原因是城鎮(zhèn)居民收入較高，而且還有醫(yī)療、養(yǎng)老等福利待遇，因此城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)對收入的依賴性要低。同時也在一定程度上反映出農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)較重，其收入扣除家庭必須費(fèi)用后才可以進(jìn)行消費(fèi)。自然災(zāi)害，氣候變化也給農(nóng)民帶來了很大的不確定性，降低農(nóng)民的消費(fèi)水平。這一結(jié)果同時也滿足凱恩斯對消費(fèi)函數(shù)的假設(shè)：消費(fèi)與收入的比率隨收入的增加而下降[1]。

（2）從誤差修正模型看，短期中城鎮(zhèn)居民收入對消費(fèi)的變化系數(shù)為0.462381，大大小于長期的影響系數(shù)0.879330。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民短期內(nèi)收入的變化對消費(fèi)的影響比較小。原因在于城鎮(zhèn)居民大多擁有一定量的儲蓄，其財富積累高于農(nóng)村居民，即使短期收入有所下降，也能通過動用儲蓄或者借貸維持原來的消費(fèi)行為。因此，凱恩斯認(rèn)為：儲蓄是一種奢侈品[1]。與此對應(yīng)的是短期中農(nóng)村居民收入對消費(fèi)的變化系數(shù)為0.758811只是略小于長期的影響系數(shù)0.915536。短期中，農(nóng)村居民的收入變動對消費(fèi)有很大的影響。這是由于農(nóng)村儲蓄機(jī)制、消費(fèi)信貸市場尚不健全，同時受到傳統(tǒng)量入為出消費(fèi)觀念的影響，外加對未來收入的不確定性，導(dǎo)致農(nóng)民對當(dāng)期收入依賴性很大。還可以看出，無論城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，長期收入變化對消費(fèi)的影響系數(shù)都較高。根據(jù)弗里德曼的持久收入假說，對于具有理性預(yù)期的消費(fèi)者來說，消費(fèi)主要取決于持久收入[1]，當(dāng)持久性收入真正增加時，他們才會增加消費(fèi)。誤差修正模型比普通的單方程模型更全面的反映了消費(fèi)與收入的短期和長期關(guān)系。

3 結(jié)論

通過對我國1978年~2009年的城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)情況分析可以看出，收入和消費(fèi)之間存在動態(tài)均衡關(guān)系。 長期中，城鄉(xiāng)居民收入對消費(fèi)的影響都較大；短期中，城鎮(zhèn)居民收入對消費(fèi)的影響較小，農(nóng)村居民收入對消費(fèi)的影響較大。城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向低于農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向。

城鎮(zhèn)居民收入對消費(fèi)的短期影響較小，長期影響較大。因而刺激城市居民消費(fèi)的政策不僅要考慮城市居民短期和近期利益,更要從長遠(yuǎn)謀劃,使城市居民預(yù)期其未來收入會增加,進(jìn)而增加消費(fèi)支出。這就需要政府完善城市社會保障體系,增加城鎮(zhèn)就業(yè)崗位,消除城市居民的后顧之憂。

由于農(nóng)村居民有更高的消費(fèi)傾向,而且農(nóng)民增收的政策無論是長期的還是短期的,都會較大幅度地提高消費(fèi)水平,因此當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需最有潛力的地方是廣大農(nóng)村。近幾年來，我國相聚出臺了一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，同時對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)民社會保障等方面的財政撥款等逐年增加，對拉動農(nóng)民的增收和提高農(nóng)民的消費(fèi)水平起到了推動作用。還應(yīng)該進(jìn)一步農(nóng)村的醫(yī)療，養(yǎng)老等各項(xiàng)福利制度，解除農(nóng)民的后顧之憂，增加農(nóng)民收入，從而刺激消費(fèi)。

[1]董長瑞,梁紀(jì)堯.中國農(nóng)民持久收入與消費(fèi)的協(xié)整分析[J].中國農(nóng)村觀,2006,(2).

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[3]劉藝容.中國城鄉(xiāng)收入差距對居民消費(fèi)影響的實(shí)證分析[J].求索，2008，（1）.

[4]王燕.應(yīng)用時間序列分析[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2005.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

（責(zé)任編輯/浩 天）

F221

A

1002－6487（2011）03－0125-03

馬敏娜（1956-），女，吉林長春人，教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)。