農村居民工資性收入與生活消費支出的長期均衡與短期動態關系檢驗

劉靈芝，肖邦明，王雅鵬

（華中農業大學a.經濟管理學院；b.湖北農村發展研究中心，武漢 430070）

農村居民工資性收入與生活消費支出的長期均衡與短期動態關系檢驗

劉靈芝a,b，肖邦明a，王雅鵬a

（華中農業大學a.經濟管理學院；b.湖北農村發展研究中心，武漢 430070）

文章采用1984～2009年中國農村居民的消費與收入數據，利用回歸分析發現工資性收入對中國農村居民消費的影響已經超過了經營性收入，進而基于協整分析與誤差修正模型（ECM），建立了工資性收入與生活消費的長期均衡與短期動態調整關系。結果表明，在長期均衡中，中國農村居民生活消費的工資收入彈性為0.53；而從短期來看，誤差修正項以57.67%的比例對下一年度的生活消費產生修正的影響。中國農村居民消費與其工資性收入的關系說明，提高中國農村居民的工資性收入能夠避免政策的短期效應而達到促進消費長期穩定增長的效果。

收入結構；工資性收入；協整；誤差修正模型

上世紀90年代中后期以來，如何擴大內需成為學界與決策層所共同關注的話題，而居民的消費需求與居民的收入又有著非常緊密的聯系。近期召開的十七屆五中全會發布的“十二五”規劃建議里明確提到，未來五年要使的城鄉居民收入普遍較快增加，努力實現居民收入增長和經濟發展同步，由此可見目前擴大內需的迫切性以及收入分配改革呼聲的強烈性。從中國農村居民的角度來講，目前，中國農村勞動力向非農轉移速度加快，占農村純收入比重越來越大的工資性收入這一部分是連接中國農村居民的生活消費與改善收入分配問題的橋梁。本文擬以中國農村居民的收入類型為研究對象，從農村居民工資性收入的角度來探索中國農村居民不同的收入類型對消費的影響。本文將結合經濟學經典消費函數理論以及目前中國學者在有關收入與消費關系的研究，立足于中國農村居民的工資性收入，在同時考慮經營性收入的前提下探索中國農村居民的工資性收入在影響其消費行為中的所起到的作用，以及挖掘工資性收入與居民消費行為的長期均衡關系和短期調整機制。

1 方法和數據

本文研究的數據來源于2010年《中國農村統計年鑒》，數據包括從1984年到2009年的中國農村居民純收入的構成，包括四個方面，分別是工資性收入、經營性收入、轉移性收入和財產性收入。而通過從1984年到2009年中國農村居民純收入的結構可以看出工資性收入和經營性收入這兩個方面占據著最大的比例。因此，在研究農村居民收入和消費關系時，筆者將收入分成工資性收入和經營性收入兩大類進行比較分析。

盡管從《中國農村統計年鑒》的數據中可以看到工資性收入在構成中國農村居民純收入組成時，其所占據的比例呈現著逐年增長的趨勢，但在構建農村居民收入與消費的關系模型時，工資性收入究竟起著多大的影響作用還是一個未知數，因此作為本文研究的基礎，筆者首先以農村居民生活消費支出為被解釋變量，將工資性收入和經營性收入同時作為解釋變量放入模型中進行回歸分析，從而觀察中國農村居民純收入構成中比重逐年增長的工資性收入對其生活消費支出的影響程度。

在具體研究中國農村居民工資性收入與生活消費支出的協整關系時，考慮到模型只涉及到兩個變量間的協整關系，所以運用EG兩步法進行協整研究。在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，在現實經濟中的時間系列通常是非平穩的，而雖然它們自身非平穩，但其某種線性組合卻平穩。這個線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關系，稱為協整關系。時間序列變量的平穩性是影響建模效果的重要因素，如果兩個時間序列本身非平穩，但兩者是同階單整的非平穩序列，并且存在協整關系，這種情況下，可以通過進一步建立誤差修正模型（ECM）來研究兩個變量之間的短期動態關系。如果兩個時間序列變量，有一個是平穩序列，另一個是非平穩序列，按照Granger的說法，某一對（或幾個）相互關聯的經濟變量的走向不應相互分離得太遠，至少其長期趨勢應當如此。然而非平穩序列與平穩序列之間不可能出現這種一致的趨勢。平穩序列會在其均值附近上下隨機波動，并趨于均值，而非平穩序列則會出現長期趨勢的擺動而偏離其均值，所以，兩者的長期趨勢必然會走向分離，從而難以建立回歸模型。

如果中國農村居民工資性收入與生活消費支出確實存在協整關系，那么就可以模擬出二者之間的長期均衡，同時也可以模擬出二者在短期波動中均衡關系的調節機制。二者的長期均衡可以作為中國涉農長期戰略性政策的指導，而二者的短期波動調節機制則因作為中國涉農短期刺激政策的參考。

2 實證分析

2.1 農村居民家庭消費及收入結構的變化趨勢

農村居民家庭人均純收入來源形式多樣化趨勢明顯。長期以來,農業收入一直是農民收入的主要來源部分,但改革開放30年來,農民的收入構成發生了很大變化,農民的工資性收入及其他形式的收入(轉移收入和財產收入)在農民純收入中的比重日益上升,農民的收入來源日漸寬泛。從1984年到2009年,農民的工資性收入雖然有小幅度的波動,但是基本呈現穩定增長的態勢,比例由18.7%上升到38.9%,而家庭經營純收入比重逐漸由73.7%減少到51.2%,其他收入則由7.6%緩慢增加到9.9%，2008年工資性收入和其他收入的比重之和達到48.8%,基本上與經營收入持平。筆者通過2010年《中國農村統計年鑒》的數據將中國農村居民從1984年到2009年的工資性收入、經營性收入以及消費的變化趨勢表現在圖1中，并且剔除通過膨脹的影響，將所有的收入及消費數據以1984年的消費水平為標準。

圖1 中國農村居民的消費、工資性收入以及經營性收入變化：1984～2009

從圖1可以看出，從1998年開始，工資性收入在農村居民家庭人均純收入中所占的比重有明顯增大的趨勢，并且工資性收入變化曲線與消費的變化曲線的變化規律較為接近。

2.2 農村居民工資性收入、經營性收入與消費的關系

將農村居民的工資性收入和經營性收入分別作為自變量，將農村居民人均生活消費支出作為因變量作回歸分析。用Ct表示第t期生活消費支出，用GZt和JYt分別表示第t期的工資性收入和經營性收入，通過2010年《中國農村統計年鑒》取得1984年到2009年的數據，并以1984年的物價水平為標準，以剔除通貨膨脹率的影響，采用最小二乘法估計出回歸方程，取各個變量的自然對數形式擬合回歸方程以降低時序數據可能存在的自相關性，從而得到更加合理的回歸方程：

從以上的回歸結果來看，R2的值為0.9744，說明所選取的兩個變量解釋了lnC變化的97.44%，并且由t值可以看出所有參數都具有顯著性，說明模型的擬合效果還是很好的，另外D.W值為1.91，說明該模型不存在明顯的自相關問題。

該回歸模型是對圖1所揭示信息量的進一步補充。從回歸的結果來看，中國農村居民的工資性收入與經營性收入的變化都對生活消費支出的變化有著重要的影響。實際上，中國農村居民的工資性收入每增加1%，在經營性收入不變的情況下，會使得其生活消費支出增加0.41%；而當經營性收入每增加1%，在工資性收入不變的情況下，會使得其生活消費支出增加0.36%，這說明中國農村居民的工資性收入對其生活消費的影響已經超過了經營性收入，盡管0.41與0.36的差距并不明顯，但工資性收入的變化給中國農村居民的生活消費行為帶來的影響已經不容忽視，因此對中國農村居民的工資性收入與生活消費之間的長期和短期關系的進一步分析就顯得更加有意義。

2.3 工資性收入與消費的長期均衡關系

現利用EG兩步法對，首先對可能用于構建模型的時間序列變量即lnCt和lnGZt及各自的一階差分序列DlnCt與DlnGZt進行ADF檢驗，運用EViews6.0軟件，檢驗結果如表1所示。

表1 變量的平穩性檢驗

其中，DlnCt與DlnGZt分別表示中國農村居民第t年的生活消費與工資收入的對數一階差分。

由表1可以發現，原序列lnCt及lnGZt都是非平穩序列，而一階差分序列DlnCt與DlnGZt在5%的置信水平下均為平穩序列，由此判定lnCt及lnGZt為一階單整序列，即 lnCt～I(1)，lnGZt～I(1)，滿足協整檢驗的前提。

因此，通過計量軟件EViews用變量lnCt對lnGZt進行普通最小二乘回歸，并在EViews中生成一個新的序列E保存該回歸模型的殘差序列。回歸估計結果如下：

對該回歸模型生成的殘差序列E做單位根檢驗，ADF檢驗結果見表2

表2 模型（2）殘差序列E的ADF檢驗結果

由于檢驗統計量為-2.7858，小于顯著性水平0.01時的臨界值，可認為估計殘差序列E為平穩序列,即E～I(0)，進而得到序列lnCt和lnGZt具有協整關系，故可進一步建立誤差修正模型ECM。

2.4 工資性收入與消費的短期動態關系

誤差修正模型（ECM）的基本形式是由Davidson，Hendry，Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型。模型的基本形式為：

其中，ECM是誤差修正項。該式解釋了因變量Yt的短期波動ΔYt是如何被決定的。一方面，它受到自變量短期波動ΔXt的影響；另一方面，則取決于ECM。

首先定義誤差修正項，以lnCt為因變量，lnGZt為自變量，進行最小二乘回歸的結果如上述模型（1）所示，因此得到回歸系數為0.5254，于是建立的ECM變量為：

運用EViews6.0建立誤差修正模型的估計，估計結果為：

從估計結果來看，調整后的R2值為0.9691，說明該模型較理想地解釋了lnCt的短期波動ΔlnCt的影響因素。D.W值為2.1861，相對于模型（2）又有進一步的優化，表明該模型基本上不存在自相關的影響。另外，誤差修正項的系數為-0.5767，這個結果與誤差反向修正機制相一致，誤差修正項以57.67%的比例對下一年度的lnC的取值產生影響。

結合模型（2）與模型（3）的結果，可以得到以下兩個方面的結論：

（1）對中國農村居民的生活消費和工資性收入這兩個時間序列的單整檢驗及協整檢驗，證明了農村經濟一直在快速增長以及農民生活水平一直在穩步提高這樣一個事實，而生活消費與工資性收入這兩個變量的一階差分穩定，反映出這種增長與提高的穩定性，農民的生活水平處于穩定改善之中，沒有劇烈的波動，而這正說明了改革開放以來農村經濟呈現出的快速、健康、穩定的可持續發展態勢。根據模型（2）的估計結果，在剔除了經營性收入后得到中國農村居民生活消費的工資性收入彈性為0.5254，且不存在“偽回歸”，這說明了改革開放以來，農戶的生活消費與其工資性收入的長期均衡特征，即從長期均衡來看，工資性收入每變動1%，消費就會同向變動0.53%。

（2）從誤差修正模型來看，中國農村居民生活消費水平與其工資性收入向長期均衡水平調整的速度還是比較快的，這種調整力量的存在使消費不能偏離長期均衡值，從理論上分析，可以解釋為中國農村居民的理性預期，即在預期的工資性收入不變時，當期消費過多，居民就會在下一期減少消費；而如果當期消費很少，居民就會在下一期增加消費。所以，只有當預期的工資性收入增加時，居民才會增加消費。當預期的工資性收入減少時，居民就會減少消費。正是因為理性預期的存在，才使消費不能偏離長期均衡值，這反映出均衡誤差對居民消費水平的控制。

3 結論及啟示

從上述實證分析的結果來看，中國農村居民的工資性收入在總收入結構中所在比重增大的趨勢明顯，而且協整分析的結果顯示中國農村居民的消費變化對其工資性收入變化敏感。

目前，中國農村勞動力向非農轉移速度加快，而根據本文的研究結果，農村勞動力向城鎮轉移有利于促進農村居民消費。因此在調整收入分配的過程中，對中國農村居民工資性收入的調整應該作為重點。事實上，基于中國農村居民的工資性收入與其消費的協整關系，那些只影響農戶短期和近期利益的政策建議將是低效、甚至是無效的，因為短期的利益刺激并不能改變農戶對自己收入的理性預期，而提高中國農村居民工資性收入的穩定性才是改變農村居民理性預期以達到促進消費的有效途徑。

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F304.8

A

1002-6487（2012）17-0093-03

國家社會科學基金資助項目（09CJY069）；教育部人文社會科學基金資助項目（09YJC790107）；中央高校基本科研業務費專項資金資助項目（2010QC010）

劉靈芝（1971-），女，湖北當陽人，博士，副教授，研究方向：農村經濟與居民消費行為。

（責任編輯/浩 天）