收入不確定性因素對我國居民消費需求沖擊的實證

吳玉霞 ，溫宇靜

（1.河北金融學院 河北省科技金融重點實驗室，河北 保定 071051；2.財政部財政科學研究所博士后流動站，北京 100142；3.天津工業大學 經濟學院，天津 300222）

收入不確定性因素對我國居民消費需求沖擊的實證

吳玉霞1，2，溫宇靜3

（1.河北金融學院 河北省科技金融重點實驗室，河北 保定 071051；2.財政部財政科學研究所博士后流動站，北京 100142；3.天津工業大學 經濟學院，天津 300222）

文章采用“調整離差率”來界定不確定性收入，通過建立關于消費的分布滯后模型，對1982年以來我國居民可支配收入不確定性的變動情況及其對我國城鎮居民和農村居民消費需求的沖擊進行了實證分析，藉以剖析收入的不確定性因素在拉升我國居民消費需求中的作用。

收入不確定性；居民消費；協整檢驗

1 收入不確定性指標的度量

收入的不確定性指居民收入具有的人們無法準確觀測、分析和預見的變化。不確定性收入一直是研究居民收入和居民消費等相關問題過程中不可或缺的重要變量。如何對收入不確定性進行科學、精確地測量一直是相關研究過程中的重點和難點。迄今為止，關于收入不確定性的估算方法學術界沒有形成一致觀點，也沒有權威結論。典型的指標選取方法有代理變量法和各種測算方法。代理變量法，即利用職業占比、失業率、收入增長率等代理變量來作為收入不確定性的替代變量，而普遍運用的測算方法是使用收入和消費、地區等分組數據的標準差或方差，或是使用收入的變化趨勢值與實際值之間的差額作為不確定性的估算值。

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

調整離差率的計算公式為：

其中：ADRn表示居民第n年的調整離差率，In表示居民第n年的實際純收入，In'表示居民第n年的預期收入值，In-1表示居民第n-1年的實際純收入值，kn%表示居民第n年預期的收入增長率，為一段時間內居民收入的平均增長率。

2 我國居民收入不確定指標估算

在計算預期收入值時，需要首先計算預期收入增長率。這里我們利用前期實際純收入數據，采用三年移動平均法來估算預期收入增長率。定義adru為我國城鎮居民人均可支配收入的不確定性指標，adrr為我國城鎮居民人均可支配收入的不確定性指標。城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入數據均來自于中國統計年鑒。估算結果見表1和表2。

圖1 1981～2010年我國居民收入不確定性指標變動趨勢

圖1顯示了1981～2010年我國居民收入不確定性指標的變動趨勢。從圖上可以看到，我國居民收入不確定性指標圍繞坐標軸呈現波動變動趨勢，其中大幅度波動的兩個時間節點分別為1994年和1997年。無論是我國城鎮居民還是農村居民，收入不確定性指標在1994年均呈現一個大幅度正向波動，收入的調整離差率分別為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，其余年份波動幅度則相對較小。1994年的正向波動應該源于1994年國家工資制度改革所帶來的全民收入水平的隨之上揚。而1997和1998年收入調整離差率的大幅下降則是受當時波及范圍較大的亞洲金融危機以及伴生的嚴重通貨膨脹的影響。

表1 我國城鎮居民收入不確定性指標估算結果

表2 我國農村居民收入不確定性指標估算結果

關于我國居民收入的不確定性指標的具體變動特征可從其統計特征值得到明示（見表3）。

表3 我國居民收入不確定性指標統計特征值

由表3可知，收入不確定性對我國城鎮居民收入的總體影響為正向影響，對我國農村居民收入的總體影響為負向影響，即不確定因素總體來說是增加了我國城鎮居民的收入水平，不確定性因素對于城鎮居民來說更多地表現為暫時性收入的多少，而對于農村居民來說，收入的不確定性則降低了農村居民的收入水平，此時收入的不確定性更多地表現為實際收入降低的風險。這說明隨著我國在逐步向市場經濟轉型過程中，城鎮居民由于文化水平相對較高，且多數有固定工作等原因，其收入來源呈現多樣化的特點，在一定程度上提高了城鎮居民的收入水平。而廣大農村居民則由于在向市場經濟轉型過程中處于明顯的弱勢地位，其受到的不確定風險的沖擊表現為負向影響，在一定程度上減少了我國農村居民的收入水平。

同時，通過計算我國城鎮居民和農村居民收入不確定性指標的變異系數可知，我國城鎮居民收入不確定性指標的變異系數大于農村居民收入不確定性指標的變異系數，這就意味著我國城鎮居民暫時性收入雖然總體來說提升了總收入水平，但變動幅度較大，暫時性收入的不確定性特征顯著。而收入不確定性因素對我國農村居民收入的負向影響雖然變動幅度不太大，但總體來說是持續降低了農村居民的收入水平。

居民消費需求是關于可支配收入的函數，收入的不確定性對我國居民消費需求的沖擊力度需要通過估計我國居民消費需求函數來計量，這里我們通過建立我國居民消費的分布滯后模型來估計收入的不確定性對我國城鎮居民和農村居民消費需求的沖擊。

3 收入不確定性對我國居民消費需求的沖擊實證分析

3.1 模型選擇

從消費理論上分析，研究居民消費應引入消費和收入變量的滯后變量，因為消費者跨期消費和對未來收入的不確定性預期的存在，使得消費者的消費不可能只考慮即期的收入水平，收入滯后變化肯定對即期消費有一定的影響，同樣，在消費者的跨期消費行為也使得消費支出也容易產生滯后效應，所以分析居民的消費與收入關系應引入滯后變量。在時間序列數據中，滯后變量一般都有高度相關性，變量之間的多重共線性可能會導致參數估計很不準確，產生較大的誤差。實際上，對于分布滯后模型來說，這并不是一個嚴重的問題，因為盡管對每個自變量的回歸系數估計的不很準確，但分布滯后模型回歸系數的和式對Yt的估計值卻是相當精確的，可以解釋當Xt變化時，對Yt產生的長期影響。因此，我們這里選用動態分布滯后模型來估計我國居民和農村居民消費函數。

令Ct為我居民當期消費需求，則我國居民消費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為隨機擾動項。

根據經典消費理論，影響居民消費的因素主要還有當期和前期的可支配收入、各種經濟制度的變革，以及收入的不確定性。這里我們引入虛擬變量來衡量我國各種經濟制度變革帶來的沖擊，分別定義為D（ii=1,2,…,n），收入的不確定性指標定義為ADR。估計我國居民消費需求的最終模型為：

其中：Yt-i為居民可支配收入，ADR為居民收入不確定性指標。

3.2 統計指標選取及處理

居民消費及收入指標的選取。鑒于改革開放以前，我國實行高度集中的計劃經濟，我國居民消費行為變化不大，本文對我國城鎮和農村居民家庭人均收入和人均消費支出數據的選取期間均為1978～2010年。選取居民人均消費水平指標來衡量我國居民消費支出；選取城鎮居民人均可支配收入作為衡量我國城鎮居民收入水平的指標，選取人均純收入作為衡量我國農村居民收入水平的指標。為剔除價格因素影響，采用1978年為基期的城鎮和農村居民消費價格指數對以上指標進行平減。其中，1978年為基期的農村居民消費價格指數利用環比價格指數換算得到。

經濟制度變動的影響度量。1978年以來，我國經濟管理形式開始由計劃經濟逐步向市場經濟轉變，隨之而來的是各種經濟政策的調整，涉及居民切身利益的原有社會福利開始由市場來解決。國家相繼對一些設計民眾切身利益的經濟政策進行了一系列的改革，涉及到城鎮居民的主要包括高等教育收費并軌改革、醫療制度改革、住房商品化和市場化改革、稅收制度改革、職工養老制度改革等措施。國家經濟政策的調整對農村居民消費相對影響較小，影響農村居民的重大經濟政策變動主要有高等教育收費改革、農村新型合作醫療保險制度的實施和農業稅的全面免除。以上重大經濟政策變動都可能對我國居民消費需求產生重要影響。引入虛擬變量D（ii=1,2,…，7）來反映經濟政策變化對我國居民消費需求的影響。

其中：D1：高校教育收費制度改革的影響；

D2：城鎮居民住房市場化改革的影響；

D3：城鎮居民基本醫療保險制度改革的影響；

D4：個人所得稅制度改革的影響；

D5：城鎮職工養老制度改革的影響；

D6：農村新型合作醫療保險制度改革的影響；

D7：農村稅收體制革的影響。

逢政策重大變動及以后年份取值為1，政策變動前的年份取值為0。各種制度變動的影響力度通過虛擬變量的回歸系數來反映。

3.3 我國居民消費函數估計

采用分布滯后模型來分別估計我國城鎮和農村居民消費需求函數。為消除異方差，對平減后的消費和收入數據均取對數，分別定義為lnyu（我國城鎮居民人均可支配收入）、lncu（我國城鎮居民人均消費支出）、lnyr（我國農村居民人均純收入）和lncr（我國農村居民人均消費支出）。所用軟件為Eviews6.0。

⑴變量的平穩性和單整性檢驗

采用ADF檢驗法分別對adru、adrr、lnyu、lncu、lnyr、lncr及其一階差分序列進行單位根檢驗，滯后階數由AIC準則和SC準則來確定。檢驗結果如表4所示：

表4 各變量及其一階差分序列的單位根檢驗結果

從檢驗結果來看，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，說明存在單位根，這五個變量均為非平穩的時間序列。一階差分后各變量的ADF檢驗值均小于顯著性水平為5%的臨界值，說明dlnyu、dlncu、dlnyr、dlncr和adrr是平穩的，因此，變量lnyu、lncu、lnyr、lncr和adrr均為I(1)過程。變量adru的ADF值小于顯著性水平為1%的臨界值，說明不存在單位根，該變量是平穩的I(0)過程。

⑵變量lnyu和lncu的協整檢驗

城鎮居民消費相關變量的協整檢驗。由于變量adru為平穩的時間序列，而變量lnyu和lncu均為I(1)過程，所以，我們首先檢驗變量lnyu和lncu之間是否存在長期均衡的協整關系。采取ADF檢驗法對這兩個變量進行協整檢驗。估計的殘差序列et的單位根檢驗結果為：

表5 et的單位根檢驗結果

從表6的檢驗結果來看，et的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的臨界值，說明估計的殘差序列et是平穩的，則變量lncu和lnyu之間存在協整關系，即二者之間存在協整意義上的長期穩定性。

農村居民消費相關變量的協整檢驗。經檢驗，變量dlnyr、dlncr和adrr均為I(1)過程，采用Johansen檢驗法對以上三個變量的協整關系進行檢驗。結果如表6所示。

表6 變量dlnyr、dlncr和adrr的Johansen檢驗結果

從Johansen檢驗的結果來看，變量dlnyr、dlncr和adrr之間存在兩個協整關系，由此我們可以確定，變量dlnyr、dlncr和adrr之間存在協整意義上的長期穩定性。

⑶我國居民消費需求函數估計

根據前面的理論分析，引入虛擬變量D（ii=1,2,…,7）和收入不確定性指標分別建立分布滯后模型估計我國城鎮居民和農村居民的消費需求函數，藉以度量收入不確定性對我國居民消費需求的沖擊。

我國城鎮居民消費需求函數估計。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”，然后根據各個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：

以上模型即為當前我國城鎮居民消費行為的估計模型。由各個檢驗統計量的值可以看到模型擬合效果較好，除adru指標影響顯著性稍差以外，其他解釋變量的解釋能力都較強。

采用類似方法估計我國農村居民消費需求函數估計。引入虛擬變量D1、D6和D7反映這三種經濟體制變革帶來的影響。將變量dlnyr、dlncr、adrr和以上三個虛擬變量全部納入模型建立分布滯后模型，約化后的農村居民消費需求函數為：

模型修正后的可決系數達到0.856310，表明模型擬合效果較好，除adrr指標影響顯著性稍差以外，其他解釋變量的解釋能力都較強。

4 結論

⑴隨著我國市場化改革的逐步推進，收入的不確定性總體來說對我國農村居民收入水平呈現負向影響，對我國城鎮居民收入呈現正向影響。這說明在一定程度上，市場化改革使得我國農村居民所面臨的收入風險加大，而同期我國城鎮居民由于收入來源渠道多，收入呈現多樣化狀態，除固定收入以外的暫時性收入總體來說提高了城鎮居民的收入水平。

⑵收入不確定性因素對我國居民消費需求的影響為并不十分顯著的負向沖擊。

通過模型估計結果可以看出，1981年以來，我國城鎮居民和農村居民對數的人均可支配收入與人均消費支出之間均存在協整意義上的長期穩定均衡關系。樣本期間收入不確定性對我國居民消費有著并不十分顯著的負向沖擊，說明收入不確定性對于我國城鎮居民和農村居民消費需求有著負向影響，但沖擊力不是太大。其中收入不確定性因素對對數的我國城鎮居民消費需求的影響彈性系數為-0.034205，對數的收入不確定性因素影響對數的我國農村居民消費需求的彈性系數為-0.026175。即收入不確定性風險每增加（減少）1%，我國城鎮居民消費需求將下降（上升）0.034205%；對數的不確定性風險每增加（減少）1%，我國農村居民消費需求將下降（上升）0.026175%。

⑶臨時性收入的多樣性雖然總體來說可以提高我國城鎮居民的收入水平，但由于我國城鎮居民面對的硬性消費支出份額較多，其當期消費需求動力更多地源于前期收入水平（前一期收入水平對當期消費需求影響的彈性系數為0.562818，前兩期收入水平對當期消費需求影響的彈性系數為0.439477，當期收入對當期消費需求影響的彈性系數為0.217072），而前兩期的消費支出會嚴重削減本期消費需求（前一期消費支出對當期消費需求影響的彈性系數為-0.582289，前兩期消費支出對當期消費需求影響的彈性系數為-0.252132，），說明拉升我國城鎮居民消費需求需不斷完善現行社會保障體系，緩解其消費支出預期壓力。

⑷我國農村居民消費需求本身就很脆弱，收入不確定性風險使得農村居民消費雪上加霜。從模型估計結果可以看出，當期收入水平是我國農村居民消費需求的主要決定性因素（當期收入水平對當期消費需求影響的彈性系數高達0.924049），而與城鎮居民消費需求不同的是，前期收入對我國農村居民消費需求影響并不顯著，這說明二元經濟結構下，廣大農村收入比較低，儲蓄并不能成為農村居民消費的動力。同時，我們還看到，前一期消費支出對當期農村居民消費需求為正向影響（前一期消費支出對當期消費需求影響的彈性系數為0.377437），而前兩期消費支出對當期農村居民消費需求為負向影響（前兩期消費支出對當期消費需求影響的彈性系數為-0.349177），說明農村居民消費需求剛性特點很突出，這也從一個側面說明我國農村居民收入水平低，收入來源渠道少，消費需求增長乏力的主要原因是收入太少，而剛性支出又太多造成的。

⑸拉升我國居民消費，應從增加居民臨時性收入來源渠道多樣化上入手。同時必須盡快完善城鎮居民社會保障體系，以提升我國城鎮居民消費水平；而對于廣大農村居民來說，想方設法發展農村經濟，加快農村城鎮化步伐，盡快提高農村當期居民收入水平是尤為重要的戰略基點。

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F126

A

1002-6487（2013）14-0114-04

河北省社會科學基金資助項目（HB10FTJ004）

吳玉霞（1971-），女，河北邢臺人，博士后，副教授，研究方向：國民經濟統計分析。

溫宇靜（1979-），女，山西長治人，博士，副教授，研究方向：國民經濟統計分析。

（責任編輯/易永生）