我國城鎮居民收入與消費關系的實證研究

金夢迪，張輝

(中國傳媒大學 理學院，北京 100024)

1 引言

消費作為宏觀經濟變量，決定著產品的需求，從而影響到生產和就業水平乃至整個經濟水平，因此對消費行為的研究，尤其對影響居民消費行為因素的研究就顯得更加重要。居民收入穩定，用于消費的支出越多，消費水平較高，收入和消費存在著長期均衡與短期波動。我國城鎮居民收入高，消費量大，商品化程度高，在消費結構的研究中占有重要的地位，因而研究分析城鎮居民消費結構及特征對促進經濟增長具有重要意義。城鎮居民可支配收入與消費性支出是反映人民生活現狀及變化情況的重要指標，也是調整產業結構的重要依據。本文利用計量經濟學的方法對我國城鎮居民消費水平和結構的變化進行實證分析。所用數據為2013年第一季度到2018年第一季度消費價格指數調整的我國城鎮居民季度人均生活費支出和可支配收入的季度數據。分別根據凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利相對收入假說及協整理論(誤差修正模型)進行實證分析。數據如下：

表1 城鎮居民季度人均生活費支出和可支配收入調整序列 單位：元

2 凱恩斯絕對收入假說的檢驗

根據凱恩斯的絕對收入假設消費理論，消費和支出之間存在著一種以經驗為依據的穩定關系。當前消費依賴于當前收入，隨著收入的增加，消費將增加，但消費的增長低于收入的增長，即邊際消費傾向遞減。用z表示我國城鎮居民的季度人均生活費支出，s表示我國城鎮居民的季度人均可支配收入，繪制我國城鎮居民季度人均生活費支出與可支配收入的散點圖及趨勢如下：

圖1 我國城鎮居民的季生活費支出與可支配收入的樣本散點圖及趨勢圖

從圖1的兩個變量的散點圖及兩者之間的大體趨勢，隨著可支配收入的增加，消費支出也得遞增，它們基本上呈現出一種線性關系。為了使序列更方便處理，更容易建立線性模型，對原序列s和z取對數，序列記為ls和lz，根絕絕對收入理論建立模型如下：lz=α+βls+μ

其中：α為自發消費部分，β為邊際消費傾向，μ為隨機擾動項。

利用EViews軟件對該模型做回歸分析結果如下：

表2 我國城鎮居民季度人均可支配收入與生活費支出的回歸分析

回歸分析結果如下：

lz=1.298216+0.812941ls

(1.768889) (9.939935)

根據以上結果可以看出，模型擬合較好，可決系數R2接近1，表明模型在整體上擬合得非常好，從截距項與斜率項的t檢驗值看，均大于10%顯著性水平下的臨界值；并且從斜率項的值看，0<0.812941<1，符合經濟理論中邊際消費傾向在0與1之間的絕對收入假說。

3 杜森貝利的相對收入理論的檢驗

相對收入理論由美國經濟學家杜森貝利所提出，他認為消費者會受自己過去的消費習慣以及周圍消費水準來決定消費，從而消費是相對的決定的。從時間需列來觀察，杜森貝利認為，依照人們習慣，增加消費容易，減少消費則難。因為一向過著相當高的生活水準的人，即使收入降低，多半不會馬上因此降低消費水準，而會繼續維持相當高的消費水準，故消費固然會隨收入的增加而增加，但不易隨收入的減少而減少。杜森貝利理論的核心是消費者易于隨收入的提高增加消費，但不易隨收入之降低減少消費，這種特點被稱為“棘輪效應”。另一方面，消費者的消費行為要受周圍人們消費水準的影響，這就是所謂“示范效應”。如果一個人收入增加了，周圍人或自己同一階層人收入也同比例增加了，則他的消費在收入中的比例并不會變化，而如果別人收入和消費增加了，他的收入并沒有增加，但因顧及他在社會上的相對地位，他也會提高自己的消費水平。

以下根據杜森貝利的“棘輪效應”分析一下相對收入理論模型，在絕對收入模型的基礎上再引進滯后一期的居民生活費費支出lz(-1)作為另一解釋變量，建立模型如下：

lz=α+βls+γlz(-1)+μ

運用EViews軟件對該模型做回歸分析結果如下：

表3 我國城鎮居民人均消費支出與滯后一期及 可支配收入回歸分析

回歸分析結果如下：

lz=1.422906+0.801235ls-0.001945lz(-1)

以上結果可以看出，雖然可決系數R2=0.840874接近1，表明模型在整體上擬合得非常好，但是lz(-1)沒有通過t檢驗，說明模型之后一期得到的模型和原模型相比并沒有擬合的更加良好。

從以上模型可以看出，當前收入對消費支出的解釋程度比較高，表明我國城鎮居民的最終消費受當前收入的影響較大，但需要注意的是，這種結果是在他們之間的關系沒有發生結構性改變的假定下進行的。且從模型擬合效果看，序列可能是非平穩序列，而傳統的計量經濟模型的前提是序列必須是平穩的，這顯然是不大合理的。

4 誤差修正模型的檢驗

傳統的計量經濟模型都存在著動態的平穩假設，但實際應用中大多數經濟時間序列是非平穩的，直接運用傳統的計量經濟模型研究經濟現象容易出現大的誤差甚至于錯誤。因此需要進一步建立動態計量經濟模型。誤差修正模型也隨之產生。雖然一些經濟變量本身是非平穩序列，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。其中根據協整理論而運用較多的模型是誤差修正模型。

以下繪制ls和lz序列的折線圖看有無趨勢存在，圖如下：

圖2 序列ls和lz的折線圖

由圖2可以看出，序列ls和lz存在季節趨勢，是非平穩序列，因此需要消除季節趨勢，通過移動平均季節乘法消除季節趨勢，產生的新序列分別為lsa和lza，折線圖如下：

圖3 序列lsa和lza的折線圖

序列lsa和lza消除了季節趨勢后做自相關和偏自相關圖，如下所示：

圖4 序列lsa的自相關和偏自相關圖

圖5 序列lza的自相關和偏自相關圖

由圖4和圖5可以看出序列lsa和lza顯然還不是平穩序列，直接建立傳統的計量經濟模型做線性回歸顯然是不合理的，且由圖2的折線圖可以具有大致相同的變化趨勢，說明二者可能存在協整關系，故考慮用誤差修正模型來分析。

4.1 單整檢驗

由協整的定義，如果收入和消費存在協整關系，那么兩者必須是同階單整的，所以必須對序列的穩定性進行單位根檢驗。運用EViews對序列lsa和lza及其差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果如下表：

表4 序列lsa、lza及一階、二階差分序列的ADF檢驗

原非平穩序列lsa和lza經過二階差分后均已平穩，滿足協整檢驗的前提。

4.2 協整檢驗

設協整方程為：lza=α+βlsa+e

模型分析結果如下：

表5 序列lza和lsa的協整分析結果

由表5知，協整方程為：lza=0.646845+0.885782lsa

使用Eviews對lsa和lza進行協整檢驗，檢驗結果如下：

表6 Cointegration test檢驗結果

可以看到，lsa和lza都通過了t檢驗，說明二者存在協整關系。

建立誤差修正模型：ilza=c+c1ilsa+c2e(-1)+μ方程估計結果如下：

表7 ecm估計及相關檢驗結果

由表7知回歸誤差修正模型為：

ilza=1.287829+0.263137ilsa-0.985564e(-1)

各項統計量表明，誤差修正模型基本通過檢驗。它描述了均衡誤差對消費的短期動態影響，其中誤差修正項的系數為-0.985564，小于0，符合反向修正機制。

5 結論

(1)從絕對收入理論的檢驗可以看出，我國城鎮居民的季度人均生活費支出與可支配收入存在線性關系，影響當期消費的主要因素是收入。

(2)從相對收入理論的檢驗可以看出，我國城鎮居民的季度人均生活費支出收到當期收入的影響，前期消費并沒有影響當期消費。

(3)從收入與消費的動態計量經濟學誤差修正模型的實證分析可以看出，我國城鎮居民的季度人均可支配收入和生活費支出存在著長期均衡的協整關系，誤差項的存在，可以保持消費與經濟增長的協整關系，即自動地調整二者間的動態均衡關系。

(4)從以上三個模型的檢驗結果可以看出，消費與收入序列的一般都是非平穩的，直接運用傳統的計量經濟模型進行回歸，使得模型的回歸系數沒有實際的經濟意義。因此，需要對時間序列進行平穩檢驗后進行建模，對于非平穩序列可以采用長期均衡的動態計量經濟模型—誤差修正模型進行建模分析。

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