收入不確定性因素對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求沖擊的實(shí)證

吳玉霞 ，溫宇靜

（1.河北金融學(xué)院 河北省科技金融重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，河北 保定 071051；2.財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士后流動(dòng)站，北京 100142；3.天津工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222）

收入不確定性因素對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求沖擊的實(shí)證

吳玉霞1，2，溫宇靜3

（1.河北金融學(xué)院 河北省科技金融重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，河北 保定 071051；2.財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士后流動(dòng)站，北京 100142；3.天津工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222）

文章采用“調(diào)整離差率”來(lái)界定不確定性收入，通過(guò)建立關(guān)于消費(fèi)的分布滯后模型，對(duì)1982年以來(lái)我國(guó)居民可支配收入不確定性的變動(dòng)情況及其對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)需求的沖擊進(jìn)行了實(shí)證分析，藉以剖析收入的不確定性因素在拉升我國(guó)居民消費(fèi)需求中的作用。

收入不確定性；居民消費(fèi)；協(xié)整檢驗(yàn)

1 收入不確定性指標(biāo)的度量

收入的不確定性指居民收入具有的人們無(wú)法準(zhǔn)確觀測(cè)、分析和預(yù)見(jiàn)的變化。不確定性收入一直是研究居民收入和居民消費(fèi)等相關(guān)問(wèn)題過(guò)程中不可或缺的重要變量。如何對(duì)收入不確定性進(jìn)行科學(xué)、精確地測(cè)量一直是相關(guān)研究過(guò)程中的重點(diǎn)和難點(diǎn)。迄今為止，關(guān)于收入不確定性的估算方法學(xué)術(shù)界沒(méi)有形成一致觀點(diǎn)，也沒(méi)有權(quán)威結(jié)論。典型的指標(biāo)選取方法有代理變量法和各種測(cè)算方法。代理變量法，即利用職業(yè)占比、失業(yè)率、收入增長(zhǎng)率等代理變量來(lái)作為收入不確定性的替代變量，而普遍運(yùn)用的測(cè)算方法是使用收入和消費(fèi)、地區(qū)等分組數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差或方差，或是使用收入的變化趨勢(shì)值與實(shí)際值之間的差額作為不確定性的估算值。

相比較而言，我們認(rèn)為王健宇（2009）的測(cè)算方法更值得借鑒。根據(jù)收入不確定性的原始定義，引入“調(diào)整離差率”(Adjusted Deviation Rate)作為我國(guó)居民收入不確定性的量化指標(biāo)，并對(duì)我國(guó)居民的收入不確定性進(jìn)行測(cè)算。所謂調(diào)整離差率是指預(yù)期之外的收入的波動(dòng)量占該年份預(yù)期收入的百分比，描述了預(yù)期之外的收入與居民預(yù)期收入之間的偏離程度。以上各種測(cè)算方法都有一定的科學(xué)性，但也存在一些不足。我們偏向于認(rèn)為調(diào)整離差率可能更能反映收入的不確定性特征，因此，我們選擇調(diào)整離差率作為衡量收入不確定性的指標(biāo)。

調(diào)整離差率的計(jì)算公式為：

其中：ADRn表示居民第n年的調(diào)整離差率，In表示居民第n年的實(shí)際純收入，In'表示居民第n年的預(yù)期收入值，In-1表示居民第n-1年的實(shí)際純收入值，kn%表示居民第n年預(yù)期的收入增長(zhǎng)率，為一段時(shí)間內(nèi)居民收入的平均增長(zhǎng)率。

2 我國(guó)居民收入不確定指標(biāo)估算

在計(jì)算預(yù)期收入值時(shí)，需要首先計(jì)算預(yù)期收入增長(zhǎng)率。這里我們利用前期實(shí)際純收入數(shù)據(jù)，采用三年移動(dòng)平均法來(lái)估算預(yù)期收入增長(zhǎng)率。定義adru為我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不確定性指標(biāo)，adrr為我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不確定性指標(biāo)。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)均來(lái)自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。估算結(jié)果見(jiàn)表1和表2。

圖1 1981～2010年我國(guó)居民收入不確定性指標(biāo)變動(dòng)趨勢(shì)

圖1顯示了1981～2010年我國(guó)居民收入不確定性指標(biāo)的變動(dòng)趨勢(shì)。從圖上可以看到，我國(guó)居民收入不確定性指標(biāo)圍繞坐標(biāo)軸呈現(xiàn)波動(dòng)變動(dòng)趨勢(shì)，其中大幅度波動(dòng)的兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)分別為1994年和1997年。無(wú)論是我國(guó)城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，收入不確定性指標(biāo)在1994年均呈現(xiàn)一個(gè)大幅度正向波動(dòng)，收入的調(diào)整離差率分別為13.37和19.92，之后二者均迅速下降，在1997和1998年則分別跌至-15.17和-13.75，其余年份波動(dòng)幅度則相對(duì)較小。1994年的正向波動(dòng)應(yīng)該源于1994年國(guó)家工資制度改革所帶來(lái)的全民收入水平的隨之上揚(yáng)。而1997和1998年收入調(diào)整離差率的大幅下降則是受當(dāng)時(shí)波及范圍較大的亞洲金融危機(jī)以及伴生的嚴(yán)重通貨膨脹的影響。

表1 我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入不確定性指標(biāo)估算結(jié)果

表2 我國(guó)農(nóng)村居民收入不確定性指標(biāo)估算結(jié)果

關(guān)于我國(guó)居民收入的不確定性指標(biāo)的具體變動(dòng)特征可從其統(tǒng)計(jì)特征值得到明示（見(jiàn)表3）。

表3 我國(guó)居民收入不確定性指標(biāo)統(tǒng)計(jì)特征值

由表3可知，收入不確定性對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入的總體影響為正向影響，對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民收入的總體影響為負(fù)向影響，即不確定因素總體來(lái)說(shuō)是增加了我國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入水平，不確定性因素對(duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)更多地表現(xiàn)為暫時(shí)性收入的多少，而對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，收入的不確定性則降低了農(nóng)村居民的收入水平，此時(shí)收入的不確定性更多地表現(xiàn)為實(shí)際收入降低的風(fēng)險(xiǎn)。這說(shuō)明隨著我國(guó)在逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，城鎮(zhèn)居民由于文化水平相對(duì)較高，且多數(shù)有固定工作等原因，其收入來(lái)源呈現(xiàn)多樣化的特點(diǎn)，在一定程度上提高了城鎮(zhèn)居民的收入水平。而廣大農(nóng)村居民則由于在向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中處于明顯的弱勢(shì)地位，其受到的不確定風(fēng)險(xiǎn)的沖擊表現(xiàn)為負(fù)向影響，在一定程度上減少了我國(guó)農(nóng)村居民的收入水平。

同時(shí)，通過(guò)計(jì)算我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入不確定性指標(biāo)的變異系數(shù)可知，我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入不確定性指標(biāo)的變異系數(shù)大于農(nóng)村居民收入不確定性指標(biāo)的變異系數(shù)，這就意味著我國(guó)城鎮(zhèn)居民暫時(shí)性收入雖然總體來(lái)說(shuō)提升了總收入水平，但變動(dòng)幅度較大，暫時(shí)性收入的不確定性特征顯著。而收入不確定性因素對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民收入的負(fù)向影響雖然變動(dòng)幅度不太大，但總體來(lái)說(shuō)是持續(xù)降低了農(nóng)村居民的收入水平。

居民消費(fèi)需求是關(guān)于可支配收入的函數(shù)，收入的不確定性對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的沖擊力度需要通過(guò)估計(jì)我國(guó)居民消費(fèi)需求函數(shù)來(lái)計(jì)量，這里我們通過(guò)建立我國(guó)居民消費(fèi)的分布滯后模型來(lái)估計(jì)收入的不確定性對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)需求的沖擊。

3 收入不確定性對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的沖擊實(shí)證分析

3.1 模型選擇

從消費(fèi)理論上分析，研究居民消費(fèi)應(yīng)引入消費(fèi)和收入變量的滯后變量，因?yàn)橄M(fèi)者跨期消費(fèi)和對(duì)未來(lái)收入的不確定性預(yù)期的存在，使得消費(fèi)者的消費(fèi)不可能只考慮即期的收入水平，收入滯后變化肯定對(duì)即期消費(fèi)有一定的影響，同樣，在消費(fèi)者的跨期消費(fèi)行為也使得消費(fèi)支出也容易產(chǎn)生滯后效應(yīng)，所以分析居民的消費(fèi)與收入關(guān)系應(yīng)引入滯后變量。在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中，滯后變量一般都有高度相關(guān)性，變量之間的多重共線性可能會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)很不準(zhǔn)確，產(chǎn)生較大的誤差。實(shí)際上，對(duì)于分布滯后模型來(lái)說(shuō)，這并不是一個(gè)嚴(yán)重的問(wèn)題，因?yàn)楸M管對(duì)每個(gè)自變量的回歸系數(shù)估計(jì)的不很準(zhǔn)確，但分布滯后模型回歸系數(shù)的和式對(duì)Yt的估計(jì)值卻是相當(dāng)精確的，可以解釋當(dāng)Xt變化時(shí)，對(duì)Yt產(chǎn)生的長(zhǎng)期影響。因此，我們這里選用動(dòng)態(tài)分布滯后模型來(lái)估計(jì)我國(guó)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)。

令Ct為我居民當(dāng)期消費(fèi)需求，則我國(guó)居民消費(fèi)需求的分布滯后模型基本形式為：

其中：n表示最大滯后期，μt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)經(jīng)典消費(fèi)理論，影響居民消費(fèi)的因素主要還有當(dāng)期和前期的可支配收入、各種經(jīng)濟(jì)制度的變革，以及收入的不確定性。這里我們引入虛擬變量來(lái)衡量我國(guó)各種經(jīng)濟(jì)制度變革帶來(lái)的沖擊，分別定義為D（ii=1,2,…,n），收入的不確定性指標(biāo)定義為ADR。估計(jì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的最終模型為：

其中：Yt-i為居民可支配收入，ADR為居民收入不確定性指標(biāo)。

3.2 統(tǒng)計(jì)指標(biāo)選取及處理

居民消費(fèi)及收入指標(biāo)的選取。鑒于改革開(kāi)放以前，我國(guó)實(shí)行高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，我國(guó)居民消費(fèi)行為變化不大，本文對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民家庭人均收入和人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)的選取期間均為1978～2010年。選取居民人均消費(fèi)水平指標(biāo)來(lái)衡量我國(guó)居民消費(fèi)支出；選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為衡量我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入水平的指標(biāo)，選取人均純收入作為衡量我國(guó)農(nóng)村居民收入水平的指標(biāo)。為剔除價(jià)格因素影響，采用1978年為基期的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)以上指標(biāo)進(jìn)行平減。其中，1978年為基期的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)利用環(huán)比價(jià)格指數(shù)換算得到。

經(jīng)濟(jì)制度變動(dòng)的影響度量。1978年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)管理形式開(kāi)始由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，隨之而來(lái)的是各種經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整，涉及居民切身利益的原有社會(huì)福利開(kāi)始由市場(chǎng)來(lái)解決。國(guó)家相繼對(duì)一些設(shè)計(jì)民眾切身利益的經(jīng)濟(jì)政策進(jìn)行了一系列的改革，涉及到城鎮(zhèn)居民的主要包括高等教育收費(fèi)并軌改革、醫(yī)療制度改革、住房商品化和市場(chǎng)化改革、稅收制度改革、職工養(yǎng)老制度改革等措施。國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)相對(duì)影響較小，影響農(nóng)村居民的重大經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)主要有高等教育收費(fèi)改革、農(nóng)村新型合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施和農(nóng)業(yè)稅的全面免除。以上重大經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)都可能對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求產(chǎn)生重要影響。引入虛擬變量D（ii=1,2,…，7）來(lái)反映經(jīng)濟(jì)政策變化對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的影響。

其中：D1：高校教育收費(fèi)制度改革的影響；

D2：城鎮(zhèn)居民住房市場(chǎng)化改革的影響；

D3：城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的影響；

D4：個(gè)人所得稅制度改革的影響；

D5：城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老制度改革的影響；

D6：農(nóng)村新型合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的影響；

D7：農(nóng)村稅收體制革的影響。

逢政策重大變動(dòng)及以后年份取值為1，政策變動(dòng)前的年份取值為0。各種制度變動(dòng)的影響力度通過(guò)虛擬變量的回歸系數(shù)來(lái)反映。

3.3 我國(guó)居民消費(fèi)函數(shù)估計(jì)

采用分布滯后模型來(lái)分別估計(jì)我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)需求函數(shù)。為消除異方差，對(duì)平減后的消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)，分別定義為lnyu（我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）、lncu（我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）、lnyr（我國(guó)農(nóng)村居民人均純收入）和lncr（我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出）。所用軟件為Eviews6.0。

⑴變量的平穩(wěn)性和單整性檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)法分別對(duì)adru、adrr、lnyu、lncu、lnyr、lncr及其一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)由AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來(lái)確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

表4 各變量及其一階差分序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，變量lnyu、lncu、lnyr、lncr和 adrr的ADF值均大于顯著性水平為5%的臨界值，說(shuō)明存在單位根，這五個(gè)變量均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。一階差分后各變量的ADF檢驗(yàn)值均小于顯著性水平為5%的臨界值，說(shuō)明dlnyu、dlncu、dlnyr、dlncr和adrr是平穩(wěn)的，因此，變量lnyu、lncu、lnyr、lncr和adrr均為I(1)過(guò)程。變量adru的ADF值小于顯著性水平為1%的臨界值，說(shuō)明不存在單位根，該變量是平穩(wěn)的I(0)過(guò)程。

⑵變量lnyu和lncu的協(xié)整檢驗(yàn)

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)相關(guān)變量的協(xié)整檢驗(yàn)。由于變量adru為平穩(wěn)的時(shí)間序列，而變量lnyu和lncu均為I(1)過(guò)程，所以，我們首先檢驗(yàn)變量lnyu和lncu之間是否存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。采取ADF檢驗(yàn)法對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。估計(jì)的殘差序列et的單位根檢驗(yàn)結(jié)果為：

表5 et的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表6的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，et的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為5%的臨界值，說(shuō)明估計(jì)的殘差序列et是平穩(wěn)的，則變量lncu和lnyu之間存在協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在協(xié)整意義上的長(zhǎng)期穩(wěn)定性。

農(nóng)村居民消費(fèi)相關(guān)變量的協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，變量dlnyr、dlncr和adrr均為I(1)過(guò)程，采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)以上三個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表6所示。

表6 變量dlnyr、dlncr和adrr的Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

從Johansen檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，變量dlnyr、dlncr和adrr之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，由此我們可以確定，變量dlnyr、dlncr和adrr之間存在協(xié)整意義上的長(zhǎng)期穩(wěn)定性。

⑶我國(guó)居民消費(fèi)需求函數(shù)估計(jì)

根據(jù)前面的理論分析，引入虛擬變量D（ii=1,2,…,7）和收入不確定性指標(biāo)分別建立分布滯后模型估計(jì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)需求函數(shù)，藉以度量收入不確定性對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的沖擊。

我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求函數(shù)估計(jì)。首先將變量dlncu、dlnyu、adru和虛擬變量D（ii=1,2,…,5）全部納入模型，建立分布滯后“一般模型”，然后根據(jù)各個(gè)變量的顯著性逐步剔除影響不顯著的變量，最終得到約化后的模型為：

以上模型即為當(dāng)前我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的估計(jì)模型。由各個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值可以看到模型擬合效果較好，除adru指標(biāo)影響顯著性稍差以外，其他解釋變量的解釋能力都較強(qiáng)。

采用類(lèi)似方法估計(jì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求函數(shù)估計(jì)。引入虛擬變量D1、D6和D7反映這三種經(jīng)濟(jì)體制變革帶來(lái)的影響。將變量dlnyr、dlncr、adrr和以上三個(gè)虛擬變量全部納入模型建立分布滯后模型，約化后的農(nóng)村居民消費(fèi)需求函數(shù)為：

模型修正后的可決系數(shù)達(dá)到0.856310，表明模型擬合效果較好，除adrr指標(biāo)影響顯著性稍差以外，其他解釋變量的解釋能力都較強(qiáng)。

4 結(jié)論

⑴隨著我國(guó)市場(chǎng)化改革的逐步推進(jìn)，收入的不確定性總體來(lái)說(shuō)對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民收入水平呈現(xiàn)負(fù)向影響，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入呈現(xiàn)正向影響。這說(shuō)明在一定程度上，市場(chǎng)化改革使得我國(guó)農(nóng)村居民所面臨的收入風(fēng)險(xiǎn)加大，而同期我國(guó)城鎮(zhèn)居民由于收入來(lái)源渠道多，收入呈現(xiàn)多樣化狀態(tài)，除固定收入以外的暫時(shí)性收入總體來(lái)說(shuō)提高了城鎮(zhèn)居民的收入水平。

⑵收入不確定性因素對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求的影響為并不十分顯著的負(fù)向沖擊。

通過(guò)模型估計(jì)結(jié)果可以看出，1981年以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民對(duì)數(shù)的人均可支配收入與人均消費(fèi)支出之間均存在協(xié)整意義上的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。樣本期間收入不確定性對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)有著并不十分顯著的負(fù)向沖擊，說(shuō)明收入不確定性對(duì)于我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)需求有著負(fù)向影響，但沖擊力不是太大。其中收入不確定性因素對(duì)對(duì)數(shù)的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響彈性系數(shù)為-0.034205，對(duì)數(shù)的收入不確定性因素影響對(duì)數(shù)的我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的彈性系數(shù)為-0.026175。即收入不確定性風(fēng)險(xiǎn)每增加（減少）1%，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求將下降（上升）0.034205%；對(duì)數(shù)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)每增加（減少）1%，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求將下降（上升）0.026175%。

⑶臨時(shí)性收入的多樣性雖然總體來(lái)說(shuō)可以提高我國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入水平，但由于我國(guó)城鎮(zhèn)居民面對(duì)的硬性消費(fèi)支出份額較多，其當(dāng)期消費(fèi)需求動(dòng)力更多地源于前期收入水平（前一期收入水平對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為0.562818，前兩期收入水平對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為0.439477，當(dāng)期收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為0.217072），而前兩期的消費(fèi)支出會(huì)嚴(yán)重削減本期消費(fèi)需求（前一期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為-0.582289，前兩期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為-0.252132，），說(shuō)明拉升我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求需不斷完善現(xiàn)行社會(huì)保障體系，緩解其消費(fèi)支出預(yù)期壓力。

⑷我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求本身就很脆弱，收入不確定性風(fēng)險(xiǎn)使得農(nóng)村居民消費(fèi)雪上加霜。從模型估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)期收入水平是我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的主要決定性因素（當(dāng)期收入水平對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)高達(dá)0.924049），而與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求不同的是，前期收入對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響并不顯著，這說(shuō)明二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，廣大農(nóng)村收入比較低，儲(chǔ)蓄并不能成為農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)力。同時(shí)，我們還看到，前一期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民消費(fèi)需求為正向影響（前一期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為0.377437），而前兩期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民消費(fèi)需求為負(fù)向影響（前兩期消費(fèi)支出對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求影響的彈性系數(shù)為-0.349177），說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)需求剛性特點(diǎn)很突出，這也從一個(gè)側(cè)面說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民收入水平低，收入來(lái)源渠道少，消費(fèi)需求增長(zhǎng)乏力的主要原因是收入太少，而剛性支出又太多造成的。

⑸拉升我國(guó)居民消費(fèi)，應(yīng)從增加居民臨時(shí)性收入來(lái)源渠道多樣化上入手。同時(shí)必須盡快完善城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障體系，以提升我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平；而對(duì)于廣大農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，想方設(shè)法發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，加快農(nóng)村城鎮(zhèn)化步伐，盡快提高農(nóng)村當(dāng)期居民收入水平是尤為重要的戰(zhàn)略基點(diǎn)。

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F126

A

1002-6487（2013）14-0114-04

河北省社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（HB10FTJ004）

吳玉霞（1971-），女，河北邢臺(tái)人，博士后，副教授，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析。

溫宇靜（1979-），女，山西長(zhǎng)治人，博士，副教授，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析。

（責(zé)任編輯/易永生）