我國城鄉居民收入與消費的長期均衡及短期波動的實證分析

馬敏娜，郭麗環

（吉林財經大學 統計學院，長春 130117）

我國城鄉居民收入與消費的長期均衡及短期波動的實證分析

馬敏娜，郭麗環

（吉林財經大學 統計學院，長春 130117）

文章采用我國1978～2009年城鄉居民消費收入數據，利用協整理論和誤差修正模型，從長期均衡和短期動態調整兩個方面比較分析城鄉居民消費收入的特征。結果表明：城鄉居民收入與消費之間均存在長期均衡關系,且農村居民消費需求與收入之間的相關性更為顯著。

城鄉居民；收入與消費；消費函數；協整分析

根據統計數據顯示，2009年全國城鎮居民人均可支配收入17174.7元，消費支出為12264.6元，農民人均純收入5153元，消費支出為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%。城鎮居民和農村居民的收入消費水平差別很大。收入和消費水平是影響國民經濟發展的重要指標。保持中國經濟或持續發展并有較快增長，從當前看，就是要堅持擴大內需,拉動消費。在影響居民消費行為的諸多因素中，收入無疑是主要因素。現階段制約我國經濟發展的重要問題之一就是需求不足，如何擴大內需？增加居民消費是我國政府制定宏觀經濟政策的出發點。同時由于我國城鄉差距越來越大，城鄉居民收入消費習慣也有很大差異，因此研究我國城鄉居民的收入消費關系對促進經濟發展具有重要的實際意義。

1 消費函數、協整理論及相關文獻回顧

消費決策影響整體經濟長期與短期中的行為。從長期看，消費在經濟增長中起到重要作用，索洛增長模型說明了儲蓄率是穩定狀態資本存量的關鍵決定因素；從短期看，消費在決定總需求中起到重要作用，作為拉動經濟發展的三駕馬車之一，消費的波動是繁榮與衰退的關鍵因素。

凱恩斯的消費理論認為，在現實生活中，決定消費支出的因素很多，其中收入是最重要的因素，消費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的數額被稱為邊際消費傾向（其數值在0—1之間）。其消費函數通常寫為：C=+cY>0,0

然而，傳統消費函數理論建立在收入和消費變量是平穩數據的基礎上,通過對有關變量時間序列自相關圖的研究,發現它們的表現是非平穩的。因此，以普通最小二乘法建立的收入與消費的關系缺乏統計意義上的邏輯論證。

1987年Engle和Granger提出的協整理論及其方法，為平穩序列的建模提供了另一種途徑。雖然一些經濟變量的本身是非平穩序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩序列。這種平穩的線性組合被稱為協整方程且可被解釋為變量之間的長期穩定的均衡關系。作為協整模型的補充，誤差修正模型(ECM)則解釋序列的短期波動關系。消費的短期動態變化表現為依據前一期消費對長期穩定關系的偏離程度不斷進行調整的過程。協整模型與誤差修正模型的聯合應用不僅解決了傳統消費函數“偽回歸”問題，而且第一次確立了消費長期趨勢對短期變化的影響，發展了消費函數理論。

我國學者已經運用協整理論在收入—消費方面進行了實質性的探索。朱彥孜采用誤差修正模型對廣東省城鎮居民收入—消費關系進行協整分析，得出當期收入對消費的影響重大，長期穩定的收入預期有利于提高消費水平[2]。曹鑫對廣西省城鄉居民收入消費進行分析，得出長期和短期中城鎮居民收入變化對消費的影響程度比較大，農村居民有更高的消費傾向[3]。劉藝容運用1978～2005年數據,借助向量自回歸方法分析了我國城鄉消費—收入差距的動態關系[4]。

2 城鄉居民收入與消費的實證分析

2.1 數據來源及處理

本文數據來源于國中國統計出版社出版的歷年《中國統計年鑒》。原始數據選取了1978~2009年我國城鄉居民收入消費數據。

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價格指數進行縮減,得到剔除價格變動后的實際收入消費數據。同時為了消除可能存在的異方差因素的影響，對所得數據取自然對數，這一變換不改變原來變量之間的協整關系，得到以下四個指標變量：城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出（UC）,城鎮居民家庭平均每人全年可支配收入（UI）,農村居民家庭平均每人生活消費性支出（RC）,農村居民家庭平均每人純收入（RI）。

2.2 收入與消費的模型

對凱恩斯消費函數進行變形，可以把消費分為自發消費和引致消費。自發消費指不取決于收入的消費，而引致消費是指隨收入的變動而變動的那部分消費。那么常數代表自發消費用α表示，代表邊際消費傾向用β表示，那么可以把消費函數寫為：C=α＋βY

城鎮居民收入消費函數模型：UC=α+βUI+μ1μ1為隨機誤差

農村居民收入消費函數模型：RC=α+βRI+μ2μ2為隨機誤差

因為原數列取自然對數，所以此時β不再表示邊際消費傾向,而表示的是消費對收入的彈性,即收入I每變換1%時消費C變化的百分比。

2.3 單位根及協整檢驗

（1）單位根檢驗

由于虛假回歸問題的存在，所以進行動態回歸模型擬合時，必須先檢查各序列的平穩性。運用Eviews6.0軟件對UC、UI、RC、RI四個變量進行單位根檢驗，檢驗結果發現四個變量均不能拒絕單位根假設，是非平穩時間序列。因此對其進行差分處理然后再進行單位根檢驗，結果表1所示。

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

（2）協整檢驗

為了進一步分析我國城鄉居民的收入與消費之間是否存在長期的均衡關系，下面對城鄉居民的收入與消費進行協整分析。將輸入變量引入響應序列建模，不一定要所有的序列都平穩，只要它們之間具有協整關系。如果非平穩序列之間具有協整關系，那就說明殘差序列平穩，則虛假回歸就可以避免。

下面對城鄉居民消費收入方程用用最小二乘法進行估計，并用EG兩步法進行檢驗。所得方程為：

表1 單位根檢驗結果

對協整回歸方程的殘差μ進行單位根檢驗，所得結果見表2。

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

表2 殘差單位根檢驗結果

2.4 誤差修正模型

傳統的經濟模型通常表述的是變量之間的 “長期均衡”關系，而實際經濟數據卻是由“非均衡過程”生成的。因此，我們引入誤差修正模型。協整模型度量序列之間的長期均衡關系，而誤差修正模型(ECM)則解釋序列的短期波動關系。ECMt-誤差修正機制是一個負反饋機制，當ECMt-1>0時，等價于即上期真實支出比估計支出大，這種誤差反饋回來，會導致下期支出適當壓縮，反之當ECMt-1<0會導致下期支出適當增加。

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

2.5 結果分析

2.5.1 農村居民收入—消費模型

方程 （1）顯示，在長期，RI對 RC的影響系數為0.915536，即RI每增長1%，RC就增長 91.5536%，說明農村居民每年純收入與消費支出之間的關系比較明顯。誤差修正模型反映了消費收入之間的短期關系。消費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的影響系數為0.758811，小于長期中RI對RC的影響系數，說明短期內居民收入的變動對居民消費的影響小于長期；誤差修正項（ECMt-1）的系數表示對偏離長期均衡的調整力度。誤差修正值為-0.56605，符合反饋修正機制，當短期波動偏離長期均衡時，生活消費支出的當期波動調整比較大，單位調整比例為-0.56605。

2.5.2 城鎮居民收入—消費模型

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

2.5.3 城鄉居民收入—消費模型對比分析

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

從代表消費—收入關系的系數來看，城鎮居民可支配收入變動1%則生活消費支出變動87.933%，農村居民純收入變動1%則消費支出變動91.5536%。可以看出，無論城鎮還是鄉村居民收入彈性都較大，居民收入水平的提高有利于消費水平的上升。同時也應看到，農村居民的消費支出對收入的依賴性要大于城鎮居民。原因是城鎮居民收入較高，而且還有醫療、養老等福利待遇，因此城鎮居民的消費對收入的依賴性要低。同時也在一定程度上反映出農村居民負擔較重，其收入扣除家庭必須費用后才可以進行消費。自然災害，氣候變化也給農民帶來了很大的不確定性，降低農民的消費水平。這一結果同時也滿足凱恩斯對消費函數的假設：消費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，短期中城鎮居民收入對消費的變化系數為0.462381，大大小于長期的影響系數0.879330。結果顯示，城鎮居民短期內收入的變化對消費的影響比較小。原因在于城鎮居民大多擁有一定量的儲蓄，其財富積累高于農村居民，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行為。因此，凱恩斯認為：儲蓄是一種奢侈品[1]。與此對應的是短期中農村居民收入對消費的變化系數為0.758811只是略小于長期的影響系數0.915536。短期中，農村居民的收入變動對消費有很大的影響。這是由于農村儲蓄機制、消費信貸市場尚不健全，同時受到傳統量入為出消費觀念的影響，外加對未來收入的不確定性，導致農民對當期收入依賴性很大。還可以看出，無論城鎮居民還是農村居民，長期收入變化對消費的影響系數都較高。根據弗里德曼的持久收入假說，對于具有理性預期的消費者來說，消費主要取決于持久收入[1]，當持久性收入真正增加時，他們才會增加消費。誤差修正模型比普通的單方程模型更全面的反映了消費與收入的短期和長期關系。

3 結論

通過對我國1978年~2009年的城鄉居民收入消費情況分析可以看出，收入和消費之間存在動態均衡關系。 長期中，城鄉居民收入對消費的影響都較大；短期中，城鎮居民收入對消費的影響較小，農村居民收入對消費的影響較大。城鎮居民的消費傾向低于農村居民的消費傾向。

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

由于農村居民有更高的消費傾向,而且農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水平,因此當前擴大內需最有潛力的地方是廣大農村。近幾年來，我國相聚出臺了一系列強農惠農政策，同時對農村基礎設施建設、農民社會保障等方面的財政撥款等逐年增加，對拉動農民的增收和提高農民的消費水平起到了推動作用。還應該進一步農村的醫療，養老等各項福利制度，解除農民的后顧之憂，增加農民收入，從而刺激消費。

[1]董長瑞,梁紀堯.中國農民持久收入與消費的協整分析[J].中國農村觀,2006,(2).

[2]唐功爽,張小斐.山東城鎮居民收入與消費的協整分析[J].山東工商學院學報,2006,(5).

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

[4]王燕.應用時間序列分析[M].北京：中國人民大學出版社，2005.

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2006.

（責任編輯/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：經濟統計。