城鎮居民人均可支配收入對人均消費支出的影響研究——基于凱恩斯消費函數的實證分析

童百利，楊賢傳，李國安

(銅陵職業技術學院 管理系，安徽 銅陵244000)

進入新世紀后，銅陵市城鎮居民生活水平得到顯著提高，一方面表現在城鎮居民人均可支配收入大幅度增加，另一方面表現在人均消費支出上也有了明顯增長。銅陵市城鎮居民人均可支配收入在2000年為5592元，2006年首次突破萬元大關達到11280元，2010年更是達到18690元，從2000年到2010年，年均增長達到12.82%。與此同時，銅陵市城鎮居民人均消費支出在2000年為4486元，2009年突破萬元大關達到10114元，2010年為12877元，從2000年到2010年，年均增長達到11.12%。由于居民消費支出在最終消費中占主導地位，是總需求的最大組成部分，直接刺激經濟的增長，而消費水平的高低影響因素有很多，但主要取決于居民個人可支配收入的高低。因此，研究銅陵市城鎮居民人均可支配收入對人均消費支出的影響，對促進其經濟增長，轉變經濟增長方式有著非常重要的意義。本文擬通過構建凱恩斯消費函數模型，運用協整理論和誤差修正模型，實證分析銅陵市城鎮居民人均可支配收入與人均消費支出的短期和長期關系。

1 凱恩斯消費函數理論

消費函數的概念最早由凱恩斯在其《就業、利息和貨幣通論》中提出，凱恩斯根據自己的經驗和觀察做出了有關消費函數的3個假說。首先是邊際消費傾向假說。凱恩斯認為，當收入增加時，人們會增加消費，但增加量不會像收入那么多，即人們在增加1美元收入時用于消費的數額在0到1之間;其次是平均消費傾向假說。凱恩斯認為，儲蓄是一種奢侈品，富人的收入中用于儲蓄的比例要高于窮人，因此隨著收入的增加，人們的平均消費傾向會下降;最后是消費由現期收入決定假說。雖然古典經濟學家認為，利率在消費中起著重要的作用，較高的利率會增加儲蓄，從而會抑制消費，但凱恩斯認為，利率對給定個人收入中的支出的短期影響是第二位和較不重要的影響因素，消費主要是由現期收入決定的。如果用C表示消費，Y表示收入，上面3個假說可以表示為:

滿足上面3個假說，最簡單的消費函數為:C=C-+βY，C-＞0，0＜β＜1，其中C-表示自發性消費，為基本最低消費支出，不隨收入的變化而變動;β為邊際消費傾向。

2 實證分析

2.1 模型構建和數據處理

根據凱恩斯消費函數，構建城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出模型:

其中，C為城鎮居民人均消費支出，α為常數，β為邊際消費傾向，Y為城鎮居民人均可支配收入。由于經濟時間序列可能呈指數趨勢增長，為了將指數趨勢轉換為線性趨勢，同時也為了消除數據中可能存在的異方差性，對變量C和Y分別取自然對數，取對數后的變量分別為LN C和LN Y。數據樣本區間為1990-2010年，數據來源為2010年銅陵市統計年鑒和統計公報(見表1)。

表1 銅陵市1990－2010年城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出

應用經典回歸模型分析方法進行估計和檢驗的前提條件是建立在平穩數據變量基礎上的，而對于非平穩變量則不能使用經典回歸模型，否則可能會出現虛假回歸的問題。由于本文采用的時間序列可能存在非平穩性，因此需要對各變量進行單位根檢驗，以檢驗各變量時間序列的平穩性，若為平穩變量，再檢驗這些變量之間是否存在協整關系，如存在協整關系則證明變量之間存在長期穩定關系。同時在協整分析的基礎上建立誤差修正模型，以分析變量之間的短期關系。

2.2 變量的單位根檢驗

Engle-Granger基于殘差的ADF檢驗是單位根檢驗最常用的檢驗方法，其中最優滯后期，選取標準為保證殘差項不相關的前提下，同時采用AIC準則與SC準則，在二者值同時為最小時的滯后長度為最佳長度。利用變量的時序圖觀察，如果序列好像包含有趨勢(確定的或隨機的)，序列回歸中應既有常數項又有趨勢項;如果序列沒有表現任何趨勢且有非零均值，回歸中應僅有常數項;如果序列在零均值波動，檢驗回歸中應既不含有常數項又不含有趨勢項。

LN C和LN Y的變化趨勢見圖1，從圖1中可以看出，LN C和LN Y具有相同的增長趨勢，二者的變動方向比較一致，而且都表現出不平穩的特性。一階差分DLN C和DLN Y兩個變量的時間序列變化趨勢(見圖2)變得相對比較平穩，但是否平穩還有待進一步檢驗，利用Eviews5.0對兩個變量進行單位根檢驗。

圖1 LN C和LN Y的時間序列變化趨勢

圖2 DLN C和DLN Y的時間序列變化趨勢

2.2.1 城鎮居民人均消費支出(LN C)的單位根檢驗

LN C序列的水平ADF檢驗、一階差分ADF檢驗和二階差分ADF檢驗結果見表2。從表2中可知，LN C在5%的顯著水平上不平穩，其一階差分序列在5%的顯著水平上也不平穩，而其二階差分序列在1%的顯著水平上是平穩的，即LN C～I(2)。

業內有多種凍雨積冰數學模型，其中認可度最高的是Jones模型[14]，諸多學者都對Jones模型進行了實驗驗證[15-16]。這里也基于Jones提出的凍雨積冰數學模型來進行研究，如式(1)所示。

表2 LN C序列的水平ADF檢驗、一階差分ADF檢驗和二階差分ADF檢驗表

2.2.2 城鎮居民人均可支配收入(LN Y)的單位根檢驗

LN Y序列的水平ADF檢驗、一階差分ADF檢驗和二階差分ADF檢驗結果見表3。從表3中可知，LN Y原序列在5%的顯著水平上是平穩的，一階差分在5%的顯著水平上為不平穩，而其二階差分在5%顯著水平上又為平穩，但從前面LN Y的變化趨勢圖可以看出，LN Y原序列明顯不具有平穩性，所以為了進一步驗證LN Y的平穩性，再利用PP法檢驗其平穩性。DeJong等(1992)指出，PP檢驗相比ADF檢驗對殘差的序列相關性和隨時間變化異方差的假設條件較少，因而PP檢驗的可靠性更高①關于這一問題的詳細討論參見:DeJong等，“Integration Versus Trend Stationary in Time Series”，Econometrica，1992，60(2):423-433。。所以再利用PP檢驗對LN Y進行單位根檢驗，檢驗結果見表4。結合LN Y的圖形及對其ADF檢驗和PP檢驗結果，可以知道LN Y為二階平穩，即LN Y～I(2)。

表3 LNY序列的水平ADF檢驗、一階差分ADF檢驗和二階差分ADF檢驗表

表4 LN Y序列的水平PP檢驗、一階差分PP檢驗和二階差分PP檢驗表

2.3 長期協整關系檢驗

通過上述檢驗分析可知，兩變量時間序列均為二階單整，即LN C～I(2)和LN Y～I(2)，滿足協整檢驗前提，所以可考慮兩者之間是否存在協整關系。對變量之間的協整關系檢驗主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法，其中Engle-Granger兩步法主要適用于兩個變量之間的協整檢驗，而Johansen檢驗法主要適用于多個變量之間的協整檢驗。考慮到在此主要研究銅陵市城鎮居民人均可支配收入LN Y和人均消費支出LN C兩個變量之間的協整關系，所以采用EG兩步法對LN C和LN Y變量進行協整關系檢驗。

第一步，估計LN C和LN Y的回歸方程，其回歸模型為:LN Ct=α+βLN Yt+ut，利用Eviews5.0，運用普通最小二乘法對模型進行估計，得到如下協整回歸方程:

LN Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt(3.3258)(53.6329)

R2=0.9934 ADR2=0.9931 DW=1.2666 F=2876.49

由于DW=1.2666，所以檢驗模型是否存在自相關性，選擇拉格朗日乘數檢驗方法，殘差滯后期為2，檢驗結果為F，統計量為1.715323，P值為0.209613，R2為3.526250，P值為0.171508，從檢驗結果可知，模型不存在自相關現象。

表5 殘差序列的水平ADF檢驗和PP檢驗表

從表5檢驗結果可知，殘差序列是平穩的，但由于我們無法獲得真正的μt序列，所以在單位根檢驗模型中，使用了殘差序列來代替真正的隨機干擾項。也正因為此，即使真正的擾動項是非平穩的，通過OLS回歸模型而得到的殘差序列，對其進行ADF檢驗，結果一般也更傾向于平穩序列。其本質的原因在于運用OLS回歸模型時，由于使用“方差最小”的原則，可能會欺騙性地給出具有較小方差的殘差序列。因此在ADF檢驗過程中必須考慮到這一點①Davidson and Mackinnon(1993)和Enders(2004)對這個問題都進行了較為透徹的解釋。，所以根據Davidson and MacKinnon(1993)和Enders(2004)的文獻，歸納了應該在檢驗中使用正確的臨界值。此處通過變量個數和樣本大小查找相應Davidson和MacKinnon給出的正確臨界值，判斷其殘差序列也是平穩的。所以，可以證明LN C和LN Y之間存在協整關系，即銅陵市城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入之間存在長期穩定關系，其長期關系為LN Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt，長期中城鎮居民人均可支配收入每增加1%時，其人均消費支出就增加0.91%，可以說明二者之間存在高度的相關性，銅陵市城鎮居民人均可支配收入對人均消費支出的影響巨大。

2.4 誤差修正模型

協整檢驗主要考察變量之間的長期均衡關系，但在短期內可能會出現偏離均衡位置的情況，因此利用上述協整回歸模型中的殘差項作為均衡誤差項，把城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入的長期關系和短期關系聯系起來，用均衡誤差對模型進行修正，建立誤差修正模型(ECM)即

ΔLN Yt和ECMt-1在1%下是顯著的，但常數項只在10%下顯著，該模型說明了短期內城鎮居民人均可支配收入每增加1%時，其人均消費支出就增加0.64%。

通過銅陵市城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入的長期協整模型和短期誤差修正模型的分析，可以清楚地看到，長期內人均可支配收入每增加1%時人均消費支出增加0.91%;短期內人均可支配收入每增加1%時人均消費支出增加0.63%。可見，銅陵市城鎮居民人均可支配收入對其人均消費支出的重要影響，而消費又是經濟增長和發展的主要動力，因此，想要轉變地區經濟增長模式，提高經濟增長質量，從根本上必須要提高城鎮居民的人均可支配收入。

3 政策建議

提高城鎮居民人均可支配收入，首先，要建立完善的勞動報酬形成機制，大幅度提高勞動報酬在初次分配中的比重。通過對銅陵市初次分配的研究表明，目前居民收入水平不高，最主要的原因是在初次分配環節中，來自于企業的營業盈余和政府的生產稅凈額的增長速度大幅度高于勞動者報酬的增長速度。而且，在初次分配中出現的這種不均衡很難在再次分配環節中得到調整。因此，建議可以通過加大力度提高最低工資標準，建立工資正常增長和政府補貼機制，建立企業、工會和政府三方的工資集體協商制度等措施來提高居民在初次分配中勞動者報酬所占的比重。其次，在再分配環節中，要通過縮小城鎮居民內部之間、城鄉之間、行業之間的收入差距，增加政府財政在公共產品領域的支出，改善社會保障和社會福利體系，增加政府的轉移支付等措施來提高居民在再分配環節中的收入。只有城鎮居民人均可支配收入增加，才能促進居民的人均消費支出，才能促進經濟的可持續增長，才能最終調整經濟增長的結構。

［1］遲福林.破題收入分配改革［M］.北京:中國經濟出版社，2011.

［2］N·格里高利·曼昆.宏觀經濟學［M］.5版.北京:中國人民大學出版社，2005.

［3］張曉峒.EVIEWS使用指南與案例［M］.北京:機械工業出版社，2007.

［4］李稻葵，何夢杰，劉霖林.我國現階段初次分配中勞動收入下降分析［J］.經濟理論與經濟管理，2010(2):13-19.

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［6］DeJong.Integration Versus Trend Stationary in Time Series［J］.Econometrica，1999，60(2):423-433.

［7］Davidson R，J MacKinnon.Estimation and Inference in Econometrics［M］.NewYork and London:Oxford University Press，1993.