我國城鎮(zhèn)居民消費行為的協(xié)整研究及政策建議

徐 強

（安徽理工大學 經(jīng)濟與管理學院，安徽 淮南 232001）

由于消費是經(jīng)濟發(fā)展的“三駕馬車”之一，并且一般要占到國內(nèi)生產(chǎn)總值的三分之二以上，消費始終是經(jīng)濟學研究的一個重要內(nèi)容。當前對于我國來說，由于受到國際和國內(nèi)的影響，國內(nèi)經(jīng)濟的現(xiàn)實情況是：一是最終消費支出占GDP的比重在1978年為62.1%、1980年65.5%、1990年為62.5%、2000年為62.3%和2010年為47.4%；二是同期最終消費支出對GDP的貢獻率和拉動分別是：39.4%和4.6%、71.8%和5.6%、47.8%和1.8%、63.8%和5.4%、36.8%和3.8%；三是同期城鎮(zhèn)居民消費支出占最終消費支出的比重分別是29.79%、30.61%、39.41%、49.91%和54.75%。四是另據(jù)統(tǒng)計資料顯示，城鎮(zhèn)居民消費傾向也有逐步下降的趨勢，2010年中國城鎮(zhèn)人口占到總?cè)丝诒戎氐?9.95%。最終消費支出比重偏低、貢獻率不高、拉動作用不強和居民消費需求不振等諸多問題將長期伴隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展。中共中央《關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃的建議》中指出：要著力破解制約擴大內(nèi)需的體制機制障礙，加快形成消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟增長新局面；要把擴大消費需求作為擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點，進一步釋放城鄉(xiāng)居民消費潛力，逐步使我國國內(nèi)市場總體規(guī)模位居世界前列。城鎮(zhèn)居民消費需求對居民消費支出、進而對最終消費水平有著重要的影響，由此可見研究我國城鎮(zhèn)居民的消費行為，不僅有重要的現(xiàn)實意義，而且有深遠的理論意義。

目前研究城鎮(zhèn)居民消費問題的文獻較多，大致基本上是從三個層面展開研究的：一是全國城鄉(xiāng)居民對比的視角，主要有孫慧鈞（2004）［1］、楊冬梅（2006）［2］、張啟春，馮曉莉（2007）［3］、潘文軒（2010）［4］等；二是全國城鎮(zhèn)居民的獨立視角，主要有張繼海，臧旭恒 （2005）［5］、田青 （2008）［6］等；三是分省及其以下的視角，主要有謝昌浩，阮萍（2004）［7］、呂潔 （2005） 等［8-9］。以上的研究歸結(jié)起來，主要由兩個問題：一是樣本數(shù)據(jù)較少，研究結(jié)論的可靠性值得商榷；二是計量研究缺乏一定的統(tǒng)計分析基礎(chǔ)。本文的最大創(chuàng)新點是解決了研究城鎮(zhèn)居民消費行為問題的模型形式選擇單一的問題。

一、研究方案的設(shè)計

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)取自1978—2010年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》［10］和《中國統(tǒng)計摘要2011》［11］。分別以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（uhi）和人均生活費支出（uhc）反映城鎮(zhèn)居民收入與消費水平，并用城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（1978年=100）對uhi與uhc數(shù)據(jù)進行平減，同時對實際城鎮(zhèn)居民可支配收入和人均消費支出分別取對數(shù)，記作luhi和luhc。

（二）理論依據(jù)

居民的消費行為通常用消費函數(shù)來描述，不同的消費函數(shù)均是從消費與收入的關(guān)系來展開探索的。西方經(jīng)濟學家們基于各種不同的消費理論假設(shè)，創(chuàng)建了多種消費函數(shù)［12］，如凱恩斯（J.M.Keynes）的絕對收入假說、弗里得曼（M.Fuied?man）的持久收入假說、莫迪里安尼（F.Modigliani）的生命周期假說和杜森貝里（J.S.Duesenbeuuy）的相對收入假說等等。以上的理論假說最后都歸結(jié)到收入是決定消費的最主要因素，探討收入與消費是否存在長期的均衡關(guān)系，以及收入對消費的影響成了研究的關(guān)鍵問題。目前，可以說西方完整的消費函數(shù)理論體系是我國學者們對居民消費行為進行實證研究的理論基礎(chǔ)。

（三）研究的思路與方法

第一，分別構(gòu)建描述城鎮(zhèn)居民消費行為的消費與收入關(guān)系的線性模型和對數(shù)線性模型。利用excel2003和eviews分別進行統(tǒng)計分析和回歸分析［13］，估計出城鎮(zhèn)居民消費模型的參數(shù)值，并對模型的參數(shù)進行統(tǒng)計學檢驗、計量經(jīng)濟學檢驗和經(jīng)濟意義檢驗。第二，進行協(xié)整與誤差修正模型分析。格蘭杰定理［14］認為如果變量間是協(xié)整的，則它們存在長期均衡關(guān)系，且它們間的短期非均衡關(guān)系總能夠由一個誤差修正模型表述。將依據(jù)協(xié)整理論，結(jié)合實證分析的情況調(diào)整模型的設(shè)定形式，以便更好地模擬城鎮(zhèn)居民的消費行為。第三，提出有關(guān)結(jié)論和可能的政策選擇建議。

二、城鎮(zhèn)居民消費行為的實證研究

（一）統(tǒng)計描述

由圖1可知，隨著居民人均可支配收入的不斷提高，城鎮(zhèn)居民的消費支出水平也有較大幅度的提示。就城鎮(zhèn)居民可支配收入來說，名義量從343.4元逐年遞增至19109.44元，32年間漲了55.6倍，增加了18766元，年均增長率為170.77%；扣除價格水平上漲后，居民可支配收入實際量從133.57元逐年遞增至3315.88元，32年間增漲了9.66倍，增加了2972.48元，年均增長率為27.055%。就城鎮(zhèn)居民的人均消費支出來說，名義量從311.16元逐年遞增至13471.45元，32年間漲了43.29倍，增加了13160.29元，年均增長率為132.17%；扣除價格水平上漲后，居民消費支出實際量從311.16元逐年遞增至2337.58元，32年間增漲了7.51倍，增加了2026.42元，年均增長率為20.35%。又據(jù)筆者計算，同期GDP與人均GDP的變化情況是：名義量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至403259.96億元和29991.82元，32年間分別漲了110.63和78.67倍，分別增加了399614.74億元和29610.59元，年均增長率分別為342.58%和242.72%；扣除價格水平上漲后，GDP與人均GDP的實際量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至75049.99億元和5610.35元，32年間分別漲了20.59和14.72倍，分別增加了71404.77億元和5229.12元，年均增長率分別為61.21%和42.86%。因此，無論是從增長的幅度、增加的程度，還是發(fā)展的速度來說，城鎮(zhèn)居民的可支配收入都無法GDP與人均GDP相提并論。或許可以這樣說，雖然居民的收入水平在增長，但相對于改革開放的初期，居民的相對福利水平卻變差了，也就是說相對于GDP與人均GDP的增長的幅度、增加的程度，還是發(fā)展的速度來說，城鎮(zhèn)居民的收入水平雖然有增長，但收入是低的、增長的卻是慢的。

觀察城鎮(zhèn)居民消費—收入散點圖圖1，發(fā)現(xiàn)消費與收入間的關(guān)系基本上穩(wěn)定地呈線性變化。對消費傾向的統(tǒng)計分析又發(fā)現(xiàn)，短期平均消費傾向apc從1978—1988年表現(xiàn)變化較為平穩(wěn)，1998年達到最高值0.9354以后的年份呈較緩慢下降的趨勢，即1989—2010年的消費傾向一直在下降，變化不大。而短期邊際消費傾向mpc波動劇烈：1989年最低時達-48.98，1985年最高時為5.098，另外還有1981年、1983年和1995年等三年的值分別都大于1。此外，在1978—2010年間的長期平均消費傾向和長期邊際消費傾向分別為0.7821和0.7811。

圖1 城鎮(zhèn)居民消費與收入的關(guān)系（1978—2010年）

（二）協(xié)整研究

1.單位根檢驗

采用ADF［15］方法檢驗，對兩隊四組變量及其差分序列進行時間序列的平穩(wěn)性檢驗，以保證后續(xù)研究的科學性。本部分實證分析均運用Eviews6.0軟件［16］，滯后階數(shù)采用SIC準則自動確定（最大滯后階數(shù)設(shè)定為7），ADF檢驗結(jié)果如表1。

表1 ADF檢驗結(jié)果

由表1可知，經(jīng)過二階差分后的uhc和uhi序列ADF檢驗值均小于1%、5%和10%顯著水平下臨界值，luhc和luhi序列經(jīng)過一階差分后的ADF檢驗值也均小于1%顯著水平下臨界值；原序列uhc、uhi及其一階差分序列的ADF檢驗值卻均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值，luhc、luhi原序列的ADF檢驗值也均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值。這說明四個原序列、以及uhc和uhi的一階差分序列都是非平穩(wěn)時間序列，但消費和收入的二階差分序列、以及消費對數(shù)和收入對數(shù)的一階差分序列都是平穩(wěn)時間序列，即消費、收入、消費對數(shù)和收入對數(shù)序列都不是平穩(wěn)的時間序列，而分別是二階單整序列和一階單整序列，可記為：uhct～I（2）、uhit～I（2）、luhct～I（1）和luhit～I（1）。

2.協(xié)整分析

（1）模型構(gòu)建。經(jīng)初步反復(fù)試驗后可以建立如下消費—收入的回歸模型，具體模型分別為：

其中：β0、δ0為常數(shù)項，β1、β2和β3分別為uhit、uhct-1和uhit-1的系數(shù)；δ1、δ2為luhit和luhit-1的系數(shù)；uhc為城鎮(zhèn)居民人均消費支出；uhi為人均可支配收入；luhc為消費支出取對數(shù)后的值；luhi為可支配收入取對數(shù)后的值；ε、ξ為隨機誤差項。運用協(xié)整回歸法可分別估計出如下方程：

從回歸結(jié)果（3）和（4）式可以看出，兩式中各個參數(shù)的t統(tǒng)計量的絕對值都遠遠大于5%顯著水平下的臨界值，說明所選擇的解釋變量都很顯著；F值很大也表明模型較顯著；調(diào)整后的可決系數(shù)達到0.998以上，模型擬合很好；經(jīng)偏相關(guān)系數(shù)檢驗，也不存在自相關(guān)；又經(jīng)ARCH檢驗，兩式也不存在異方差，因此說明建立的消費—收入關(guān)系的線性模型和對數(shù)線性模型（3）、（4）式都能通過計量經(jīng)濟學檢驗，模型的解釋能力非常強。

由（3）式可知，城鎮(zhèn)居民的消費支出不僅僅受當期收入的影響，而且還受前期消費和前期收入的共同影響。具體來說，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入本期增加100元，會使本期消費增加約66.15元。城鎮(zhèn)居民消費還存在“棘輪效應(yīng)”，表現(xiàn)為上期消費水平對本期消費支出有強烈的消費示范性：前一期消費增加100元，會使本期消費增加77.5元。也就是說城鎮(zhèn)居民消費不能擺脫過去的消費習慣，即使當期收入水平下降了，但輕易不隨收入的降低而減少消費，而易于隨收入的提高增加消費。這或許也反映了現(xiàn)在廣大城鎮(zhèn)居民迫切想提高消費水平，追求美好生活的良好愿望。前期收入水平與當期消費顯著地負相關(guān)，即當城鎮(zhèn)居民前期收入提高100元時，反而會對城鎮(zhèn)居民現(xiàn)期消費起約51.2元的制約作用。這點可能是受幾千年來的古訓“積谷防饑，養(yǎng)子防老”的影響，居民形成的節(jié)儉美德體現(xiàn)；也可能是隨著改革的深入，特別是醫(yī)療、住房、教育和社會保障制度等等的深化改革，導致收入預(yù)期不穩(wěn)定，有錢也要省著花。自發(fā)消費約為33.96元，雖然是水平偏低些，卻較符合經(jīng)濟含義。

由（4）式可知，城鎮(zhèn)居民的消費支出對數(shù)不僅僅受當期收入對數(shù)的影響，而且還受前期收入的影響。當本期收入增長1%，會促進消費增長0.5719%；當前期收入增長1%，會促進消費增長0.3111%。也就是說，消費收入的長期彈性為0.883，是缺乏彈性的。

（2）協(xié)整檢驗。將運用EG檢驗法［17］（Engle—Grange檢驗）來檢驗消費與收入、消費對數(shù)與收入對數(shù)變量之間的協(xié)整性。分別從（3）和（4）式得到殘差序列εt與ξt的線性組合方程，并運用ADF單位根檢驗方法對序列εt與ξt分別進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

從檢驗結(jié)果表2可以看出，兩式中得到殘差序列εt與ξt的ADF值都小于5%和10%顯著性水平的臨界值，于是可以判定兩殘差序列εt與ξt都是平穩(wěn)序列，即：εt～I（0）與ξt～I（0）。結(jié)合前文得出的結(jié)論：uhct～I（2）、uhit～I（2）、luhct～I（1）和 luhit～I（1），可以得出城鎮(zhèn)居民的消費與可支配收入之間具有協(xié)整性，二者之間的確存在長期的均衡關(guān)系，即：uhit，uhct～CI（2，2）和luhit，luhct～CI（1，1）。最終構(gòu)建出反映消費與收入之間關(guān)系的線性模型和對數(shù)線性模型都通過了各項檢驗，對城鎮(zhèn)居民消費與可支配收入之間的相互關(guān)系具有較強的解釋力度。

3.誤差修正模型的建立

以穩(wěn)定的時間序列εt與ξt作為誤差修正項，可分別建立如下誤差修正模型［18］：

各項檢驗均通過。在兩模型中，各差分項反映了變量短期波動的影響。這樣，被解釋變量消費和消費對數(shù)的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，一部分是長期均衡。

在（5）式中，依據(jù)模型的參數(shù)估計量，城鎮(zhèn)居民可支配收入短期變化100元，將引起消費的相同方向65.63元的變化；ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值-0.5363看，若t-1時刻城鎮(zhèn)居民消費大于其長期均衡解，ecm為正，則使得t期的消費增量減少；否則，會發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對消費的控制。短期ecm對消費性支出的調(diào)整較大，這一點也在一定程度上可以解釋為什么邊際消費傾向波動較大。

在（6）式中，依據(jù)模型的參數(shù)估計量，城鎮(zhèn)居民短期當期人均可支配收入的變化1%，將引起居民消費的相同方向的變化0.5788%；城鎮(zhèn)居民短期前期人均可支配收入的變化1%，也將引起居民消費的相同方向0.288%的變化；ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值-0.8518看，調(diào)整力度是很大的：若t-1時刻城鎮(zhèn)居民消費對數(shù)大于其長期均衡解，ecm項為正，則使得Δluhct減少；否則，會發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，亦體現(xiàn)了長期非均衡誤差對luhct的控制。

由（3）和（5）式可知城鎮(zhèn)居民消費的長期乘數(shù)kL為0.95；短期乘數(shù)kS為0.6563，這也可以在一定程度上解釋為什么城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長貢獻較小的原因，符合統(tǒng)計資料反映的現(xiàn)實。由（4）和（6）式亦可知城鎮(zhèn)居民消費收入的長期彈性eL為0.883；短期彈性eS為0.8668，亦反映了城鎮(zhèn)居民消費及其增長對收入及其增長的依賴。

4.格蘭杰因果關(guān)系

對變量間的格蘭杰因果關(guān)系進行了檢驗，結(jié)果如表3。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

結(jié)合上表可知，城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費支出間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即居民可支配收入是消費的格蘭杰因果原因，反過來消費也是收入的格蘭杰因果原因；收入對數(shù)與消費對數(shù)間存在單向因果關(guān)系：收入對數(shù)是消費對數(shù)的格蘭杰因果原因，而消費對數(shù)不是收入對數(shù)的格蘭杰因果原因。

（三）線性或?qū)?shù)線性模型：MWD檢驗

根據(jù)以上分析可知，表面上看線性和對數(shù)線性模型都不錯，下面將利用MWD檢驗［19］哪種模型設(shè)定更好。

H0：線性模型：消費是收入的線性函數(shù)；

H1：對數(shù)線性模型：消費對數(shù)是收入對數(shù)的線性函數(shù)。

限于篇幅，僅給出利用MWD檢驗的結(jié)果如表4。

表4 線性和對數(shù)線性模型檢驗結(jié)果

由表4結(jié)果可知，H0的MWD檢驗的結(jié)果在1%、5%和10%水平上是顯著地為零；而H1的MWD檢驗的結(jié)果在1%、5%和10%上也是顯著地為零。于是在1%、5%和10%水平上，線性模型的假設(shè)與對數(shù)線性模型的假設(shè)都不能拒絕，即兩種模型的形式都是可以接受的。

三、結(jié)論與建議

根據(jù)上述分析，可得出的結(jié)論和建議有：

一是城鎮(zhèn)居民的消費與收入之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且當消費與收入的關(guān)系偏離長期穩(wěn)定均衡值時，消費會自動地向均衡方向調(diào)整。這說明在長期城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長是制約其消費增長的主要因素，兩者間存在格蘭杰因果關(guān)系也是證明。消費和收人存在長期共同增長的協(xié)整關(guān)系，就可能性來說，若要刺激居民消費長期增長，必須考慮從長期來提高居民的收入水平，即在長期，只有收入的不斷地增長才能帶動和維持居民持續(xù)的消費增長。

二是消費不僅受當期收入的影響，而且還受前期收入與前期消費的共同影響。由于我國處在經(jīng)濟和社會轉(zhuǎn)型時期，外部環(huán)境的不確定性大大增強，居民必須考慮預(yù)防性儲蓄，保留足夠的儲蓄以應(yīng)付不確定的未來收入和支出需求。上期消費出現(xiàn)過度支出，必然導致本期支出作大幅度的調(diào)整。又由于消費心理等方面慣性因素的影響，一般城鎮(zhèn)居民并不會立即改變消費習慣，傾向于與維持現(xiàn)有的消費水平。還有過快的產(chǎn)品升級等技術(shù)上的原因，導致一些消費者就心存觀望，比如ipad手機的換代升級。因此，就必要性來說，一些能消除不確定性，預(yù)期結(jié)果明確且有助于提高收入水平的政策會對消費需求增長有一些影響。

三是城鎮(zhèn)居民的消費與收入之間存在著短期的波動關(guān)系，反映出城鎮(zhèn)居民短期消費容易受到消費心理、政策和預(yù)期等外部沖擊的影響，而發(fā)生一定幅度的波動。現(xiàn)在任何降息、抑制、分流居民儲蓄的臨時性措施，都不可能切實提高城鎮(zhèn)居民消費和收入的長期均衡比例，只是在短期內(nèi)引起一定程度的波動，而這種波動在后期總會得到校正，這也解釋了多次降息為何沒有達到刺激消費的預(yù)期效果。因此，就現(xiàn)實性來說，要有效啟動消費、拉動經(jīng)濟增長，政府應(yīng)加快收入分配制度改革，保證收入增長和經(jīng)濟增長相協(xié)調(diào)，適當增加政府轉(zhuǎn)移支付，切實提高中低收入者收入水平，縮小不同收入階層之間的收入差距，促進城鎮(zhèn)居民整體平均消費傾向的提高；要開展多種形式的職業(yè)培訓，切實解決失業(yè)問題；要繼續(xù)深化、完善失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等社會保障體制，提高有關(guān)改革措施的透明度，減少居民對未來預(yù)期的不確定性；要發(fā)展消費信貸，實現(xiàn)信用消費對經(jīng)濟的拉動作用；要實施消費補貼政策，積極營造新的消費熱點，推動城鎮(zhèn)居民消費層次的升級、消費結(jié)構(gòu)的合理化，進而帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實現(xiàn)社會經(jīng)濟資源的合理配置，促進經(jīng)濟社會又好又快地發(fā)展。

四是城鎮(zhèn)居民的長、短期消費的乘數(shù)都較小，從而客觀上形成城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻率較低的現(xiàn)實。

五是城鎮(zhèn)居民消費的長期彈性、短期彈性都小于1，也反映了城鎮(zhèn)居民消費增長主要依靠可支配收入的增長，且收入較低。

六是就城鎮(zhèn)居民的消費行為而言，在線性模型和線性代數(shù)模型間進行選擇時，都較為合理。

［注 釋］

①***表示通過1%水平的顯著性檢驗；**表示通過5%水平的顯著性檢驗；*表示通過10%水平的顯著性檢驗;全文表示相同。

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