我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的實(shí)證分析

鹿明

【摘要】市場經(jīng)濟(jì)中，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車首先表現(xiàn)為消費(fèi)，消費(fèi)支出對(duì)市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有直接正向的拉動(dòng)作用，我國“十二五”規(guī)劃將擴(kuò)大內(nèi)需作為促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一項(xiàng)重要的舉措。研究我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，從中發(fā)現(xiàn)可以促進(jìn)消費(fèi)支出的因素和方法，從而促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級(jí)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

【關(guān)鍵詞】消費(fèi) 需求 實(shí)證 建議

一、建立我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出函數(shù)模型

凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型是當(dāng)前我們研究居民消費(fèi)支出理論重要的模型工具，該模型通過建立居民消費(fèi)支出和可支配收入之間的一次回歸函數(shù)，得到居民邊際消費(fèi)傾向系數(shù)，展現(xiàn)居民消費(fèi)支出和收入之間的變化關(guān)系，從而幫助相關(guān)部門制定和實(shí)施宏觀經(jīng)濟(jì)政策。本篇論文收集了1990～2013年我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0對(duì)消費(fèi)支出和居民人均可支配進(jìn)行線性回歸，得到城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)函數(shù)，并且根據(jù)相關(guān)性檢驗(yàn)分析對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、實(shí)證分析

（一）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的分析

對(duì)城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，序列CZSR和序列CZXF為二階平穩(wěn)，滿足同階單整，依據(jù)凱恩斯的絕對(duì)收入假說理論，以城鎮(zhèn)居民收入為因變數(shù)，以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)為自變量，利用Eviews5.0進(jìn)行最小二乘估計(jì)，回歸模型如下：

CZXFt=380.2099+0.739308CZSRt

t-statistic （6.464506）（89.53039）

prob. 0.0000 0.0000

R-squared=0.997635 AdjustedR-squared=0.997511 DW=

0.327800 F-statistic=8015.691

分析回歸結(jié)果：其他檢驗(yàn)指標(biāo)均符合要求，但是DW檢驗(yàn)值過小，并且，殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，殘差在顯著性水平為5%的情況下，接受一階單整的原假設(shè)，分析可能遺漏了解釋變量。對(duì)原模型進(jìn)行改正，在自變量中，引入城鎮(zhèn)消費(fèi)的一階滯后變數(shù)。再次進(jìn)行最小二乘估計(jì)，回歸模型如下：

CZXFt=262.9018+0.657464CZSRt+0.192376CZXFt-1

t-statistic （4.845087）（7.951088） （4.368311）

prob. 0.0002 0.0000 0.0004

R-squared=0.998832 AdjustedR-squared=0.998694 DW= 1.086692 F-statistic=7267.570

分析回歸結(jié)果：回歸模型通過了所有的檢驗(yàn)指標(biāo)，模型的擬合效果較好，對(duì)殘差進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，拒絕一階單整的原假設(shè)，殘差序列平穩(wěn)。結(jié)果表明，在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出中，起到影響作用的不僅僅是本期的可支配收入，上期的消費(fèi)水平對(duì)居民消費(fèi)支出也起到了一定作用。

（二）農(nóng)村居民消費(fèi)行為的分析

按照同樣的方法和理論，以農(nóng)村居民人均可支配收入NCXF為因變數(shù)，以農(nóng)村居民人均可支配收入NCSR為自變量，利用Eviews5.0進(jìn)行最小二乘估計(jì)，回歸模型為：

NCXFt=55.33295+0.708555NCSRt

t-statistic （1.823311）（59.03340）

prob. 0.0840 0.0000

R-squared=0.994578 AdjustedR-squared=0.994292 DW= 0.461602 F-statistic=3484.943

分析回歸結(jié)果：DW檢驗(yàn)值過小，模型誤差項(xiàng)存在嚴(yán)重自相關(guān)，同時(shí)，殘差序列在5%的顯著性水平下，接受一階單整的原假設(shè)。需修改模型，再次進(jìn)行最小二乘估計(jì)，回歸模型為：

NCXFt=37.09880+0.60391NCSRt+0.223845NCSRt-1

t-statistic （0.1795） （26.794） （5.2195）

prob. 0.8596 0.0000 0.0001

R-squared=0.997603 AdjustedR-squared=0.997320 DW= 1.369326 F-statistic=3536.882

分析回歸結(jié)果：殘差平穩(wěn)性較好，模型較好的擬合。

三、模型對(duì)比分析

分析比較上述兩模型，我們得到如下結(jié)論：

（一）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出和收入之間具有正向相關(guān)的關(guān)系

對(duì)比分析兩模型的共同點(diǎn)是，模型中消費(fèi)支出項(xiàng)和人均可支配收入項(xiàng)之間展現(xiàn)了良好的統(tǒng)計(jì)線性相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果印證了我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)情況符合凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。函數(shù)模型中，城鄉(xiāng)居民邊際消費(fèi)傾向系數(shù)較大，說明收入水平的高低在很大程度上決定著消費(fèi)支出水平的高低。城鎮(zhèn)居民人均可以配收入大于農(nóng)村居民，決定了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平要高于農(nóng)村居民。

（二）城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向系數(shù)小于農(nóng)村居民

邊際消費(fèi)傾向系數(shù)反映了消費(fèi)支出受到收入變化的影響大小和敏感程度，邊際消費(fèi)傾向越大，反映在消費(fèi)函數(shù)中表現(xiàn)為每增加一元可支配收入，居民用于消費(fèi)支出的大小。城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向小于農(nóng)村居民，意味著相同的可支配收入增加時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)支出要大于城鎮(zhèn)居民，同時(shí)也意味著消費(fèi)支出隨著收入增長的敏感度，農(nóng)村居民要大于城鎮(zhèn)居民。

（三）我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出函數(shù)不僅符合凱恩斯函數(shù)模型，也符合莫迪里安尼和弗里德曼模型

模型回歸結(jié)果系數(shù)展現(xiàn)了較高的顯著性，符合凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型。同時(shí)，在模型函數(shù)中引入一階滯后變量后，模型中各變量顯著性較高，這反映了居民消費(fèi)不僅受到當(dāng)期可支配收入的影響，還受到其他一些因素的制約。

（四）絕對(duì)收入消費(fèi)函數(shù)模型中有些起著重要影響的因子被忽略

以上城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)回歸結(jié)果中，雖然各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)呈現(xiàn)了較好的顯著性，但D-W檢驗(yàn)結(jié)果表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系，說明模型中有些重要的影響因素可能被忽略了。其中包括居民消費(fèi)的攀比和示范效應(yīng)等，這有待于近一步數(shù)據(jù)的驗(yàn)證。

四、政策建議

由以上的模型對(duì)比可以看出，造成城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差異的原因，首先表現(xiàn)為人均可支配收入的高低，人均可支配收入和消費(fèi)支出之間有著正向的相關(guān)關(guān)系，人均可支配收入越高，消費(fèi)支出越大。其次，居民消費(fèi)支出還受到邊際消費(fèi)傾向系數(shù)的影響，邊際消費(fèi)傾向系數(shù)越大，表現(xiàn)為增加同樣的可支配收入，用于消費(fèi)的部分越大。因此，提高消費(fèi)支出就要從提高可支配收入和改善邊際消費(fèi)傾向系數(shù)入手，基于以上的分析，提出以下相關(guān)對(duì)策以供參考：

（一）努力增加居民收入

針對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民不同的收入特點(diǎn)，分別采取不同的措施以增加其人均可支配收入。我國城鎮(zhèn)居民收入群體呈現(xiàn)中低收入人群大，高收入人群少的偏態(tài)分布，調(diào)整收入人群分布，以使城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)“橄欖形”分布，是提高城鎮(zhèn)居民整體收入水平的可行舉措。對(duì)于高收入人群，主要是要加強(qiáng)其保護(hù)，增加其消費(fèi)的安全感；對(duì)于中等收入人群，要積極的引導(dǎo)培養(yǎng)，以增加其人群占比；對(duì)于低收入人群，主要目標(biāo)是滿足其基本的生活需求。對(duì)于提高農(nóng)村居民收入水平，我們可以如下幾個(gè)方面著手：首先，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，培育和發(fā)展優(yōu)質(zhì)和高附加值的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式；其次，減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，大力實(shí)施農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼；再次，加大農(nóng)業(yè)支持力度，加大對(duì)農(nóng)民的教育，鼓勵(lì)其進(jìn)城從事各種活動(dòng)；最后，完善社會(huì)保證體系，解除農(nóng)村居民消費(fèi)后顧之憂。

（二）提高消費(fèi)的品味，培養(yǎng)良好的消費(fèi)理念

當(dāng)前，我國農(nóng)村居民消費(fèi)支出存在的主要問題有兩個(gè)：一，消費(fèi)能力較低。二，相比城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民具有較高的儲(chǔ)蓄傾向。這些因素制約著農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。建議加大對(duì)居民消費(fèi)理念的教育，積極引導(dǎo)培養(yǎng)居民良好的消費(fèi)習(xí)慣，樹立積極的消費(fèi)觀念。

（三）建立健全社保體系，增加居民消費(fèi)信心，消除消費(fèi)后顧之憂

建立健全社會(huì)保障體系是增強(qiáng)我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的前提和保證，擁有一個(gè)完善的社會(huì)保障體系，居民在消費(fèi)的時(shí)候就不會(huì)有“今日消費(fèi)明日愁”的思想壓力，從而增強(qiáng)了消費(fèi)的信心和消費(fèi)購買力。最近幾年我國相繼出臺(tái)了各項(xiàng)措施來提高居民的消費(fèi)水平，尤其是農(nóng)村稅費(fèi)改革和農(nóng)村社保體系的建立等。這些措施在一定程度上對(duì)提高居民消費(fèi)水平起到了積極的作用，但是較其他發(fā)達(dá)國家居民社保體系的完善程度還有一定差距，以后有待于進(jìn)一步的完善和改革。

（四）大力發(fā)展消費(fèi)信貸，優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境

大力發(fā)展銀行消費(fèi)信貸，尤其是在居民住房和耐用品等方面的消費(fèi)支持，減少居民流動(dòng)性和不確定性對(duì)居民消費(fèi)的限制，政府相關(guān)部門必須盡快出臺(tái)相關(guān)的政策，盡快建立和健全社會(huì)信用體系，并且，政府在保障消費(fèi)信貸環(huán)境，規(guī)范市場秩序的同時(shí)，也應(yīng)加強(qiáng)對(duì)消費(fèi)者合法權(quán)益的保護(hù)。

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