我國居民消費與居民收入的長期均衡和短期動態分析

[摘要]本文旨在對我國居民消費與收入進行實證分析，首先居于消費與收入的主要理論觀點，本篇論文主要基于凱恩斯的絕對消費理論和曼昆的短期消費理論模型，然后收集2002-2019年的居民消費和居民收入的數據，利用EVIEWS軟件對相應的計量模型進行估計，同時運用單整檢驗、EG兩步法協整檢驗、誤差修正模型（ECM）構建了中國2002-2019年的居民消費與收入的長期與短期函數關系，研究得出在長期均衡模型中邊際消費傾向較低，這個數據反映出居民消費的內需對經濟發展的拉動作用還有待提高，后續政策重點應放在如何刺激消費，拉動內需，促進經濟的增長。

[關鍵詞]居民消費;居民收入;協整與誤差修正模型

[中圖分類號] F812

[文獻標識碼]A

1 前言

我國自新中國成立以來基本遵循“重生產、輕消費”的發展理念，隨著我國國民經濟的發展，相關的政策在初期使我國的經濟取得了重大的發展，但一直以來的政策傾向使得后續的經濟發展陷入瓶頸，生產能力得到較大發展但是缺乏相匹配的消費能力，拉動經濟增長的三架馬車，來自消費的需求拉動顯得力不從心，自2008年的金融危機以來，我國的經濟承受著來自世界市場變化的巨大影響，加上現階段新型冠狀肺炎疫情的影響，經濟經歷了嚴重的停擺到慢慢復蘇的階段，隨著外部環境的改變，愈來愈多的學者開始研究和反思我國的經濟發展狀況，對外依賴型的經濟發展道路發展陷入瓶頸，更過的研究觀點在于經濟發展需要充分調動內需。內需拉動型經濟發展中的一個重要的因素便是消費需求對于經濟的拉動。我國的居民消費有自己的特點，一方面我國的居民消費延續了傳統中的量人為出的消費理念，另一方面，隨著改革開放以及互聯網金融的快速發展，也有一部分居民形成超前消費和信用消費的理念。因此，我國的居民消費與收入的關系存在二元因素現象，兩者共同影響和決定我國居民消費與收入在短期和長期的表現形式。本文從現有的居民消費和收入的現狀出發，收集相關數據，基于凱恩斯的絕對收入模型和曼昆的短期消費函數模型的理論基礎，采用計量建模中的協整和誤差修正模型進行估計和分析，以期得出我國當前居民消費與收入的客觀關系以及分析現階段存在的問題并提出相應的解決辦法。

2 研究現狀

朱駿鋒（ 2020）結合國內外相關理論分析了我國消費需求不足的原因，其主要是來自要素市場扭曲和供給端轉型升級不及時。并以宣城為小城市代表，提出了促進消費需求提升的對策建議。李柳潁、武佳藤（ 2020）利用微觀數據，以居民家庭為研究對象，研究了此次新型冠狀病毒肺炎疫情對居民消費行為的影響及形成機制。趙保國、蓋念（ 2020）將居民基本生存性消費支出和居民發展享受性消費支出作為衡量居民消費結構的指標，運用2007-2017年的互聯網消費金融放貸規模、居民收入、居民各類消費支出的數據，構建VAR模型實證分析互聯網消費金融、居民收入、居民消費結構之間的關系。任鑫、葛晶（ 2019）分析了金融發展水平對中國城鎮居民家庭收入結構和消費結構關系的影響作用。

運用絕對收入模型研究我國居民當前的消費形態、結構和趨勢分析的文章相對較多，如姚志超（ 2008）運用我國居民1997-2007年的收入、消費及儲蓄額的相關數據，從西方三大經濟消費理論中驗證出絕對收入消費模型能較好的擬合我國的現狀。同樣用絕對收入理論模型，郝丹、王磊分析了陜西省農村居民消費結構的變動。

本文基于以上學者的研究結果，對我國居民消費與收入進行實證分析，首先居于消費與收入的主要理論觀點，主要基于凱恩斯的絕對消費理論和曼昆的短期消費理論模型，然后收集2002-2019年的居民消費和居民收入的數據，利用EVIEWS軟件對相應的計量模型進行估計，同時運用單整檢驗、EC兩步法協整檢驗、誤差修正模型（ ECM）構建了中國2002-2019年的居民消費與收入的長期與短期函數關系進行相應的分析。

3 模型設定與數據來源

3.1 模型設定

（l）凱恩斯的絕對收入假設消費模型。凱恩斯認為，消費主要取決于可支配收入的多少，消費支出和可支配收入之間存在著較為穩定的函數關系。隨著可支配收入的增加，入們的消費支出也會相應的增加，但兩者的增加比例并不相同，正常情況下，消費的增加會低于收入的增加，實際消費依賴于實際收入，基于此，構建凱恩斯的絕對收入消費模型

其中，α是指收入為零時的消費量即自發消費部分或成為為了維持生命所需的最低消費水平，β為邊際消費傾向Ct代表當期的消費It代表當期的可支配收入。

（2）曼昆的短期消費函數模型。曼昆的理論中引入增量的概念來分析消費與支出的關系，構造的模型如下：

其中，△Ct為第t期消費的增加值，△It為第t期可支配收入的增加值，ecm為第t-1的殘差序列。

本文分析中，結合凱恩斯與曼昆的消費函數模型綜合分析我國居民消費與居民收入的長期靜態和短期動態的變化。其中凱恩斯的模型偏向于解釋長期均衡問題的分析，曼昆的模型構造偏向于短期動態調整的變化分析。并基礎上結合協整合誤差修正模型的思想進行長期和短期模型構造。

其中協整的概念是20世紀80年代由恩格爾一格蘭杰提出的，其基本思想認為：在模型構造中，當兩個或兩個以上的變量都是非平穩的狀態，它們的線性組合有可能抵消趨勢項的影響，使得該組合成為一個平穩的變量。首先判斷單方程雙變量模型能否采用協整及誤差修正模型，首先需檢驗解釋變量和被解釋變量是否是非平穩的并具有相同但整階數的時間序列數據，同時利用EC兩步法判斷是否存在協整關系并構造誤差修正模型。

3.2 數據來源于數據處理

本文數據采用中國國家統計局網站2002-2019年的數據的全國居民消費水平和人均收入水平的數據，其中全國的經濟居民消費水平數值需剔除通貨膨脹的影響，人均收入水平的數據是經剔除通脹影響的CDP總額數據與對應人口數相除得出的數據。2002-2019年的數據來源來自《新中國五十年統計資料匯編數據》。

4 實證分析

4.1 對變量的單位根檢驗

對于一個非平穩的時間序列數據，容易產生偽回歸現象，分析和預測失去準確性。在現實生活中的經濟和金融數據大多是非平穩的時間序列，存在時間趨勢項，無法直接建立諸如ARMA、VAR模型等。因此建立時間序列模型前必須先檢驗序列的平穩性，檢驗序列平穩性的方式很多，本文選用ADF檢驗法檢驗序列的平穩性。

首先確定居民消費和居民收入這兩個變量的之階數。根據Ct和It回歸的AC和PAC值看出其存在一階滯后。其次對常數項和時間趨勢的確定，通過畫出檢驗序列數據的曲線圖觀察系列是否存在偏離0位置的隨機變動、其波動趨勢是否隨時間變化而變化然后給予確定。再次對各序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結果為C.的ADF統計量值為-2.77，高于5%的顯著性水平值，It的ADF統計量值為-1.58，高于5%的顯著性水平值，Ct和It的變量的水平值均存在單位根數據不平穩，而經過差分處理后△C.的ADF統計量值為-3.11，△It的ADF統計量值為-3.92，均在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，綜上，居民消費和居民收入在差分數變換后為平穩數據，原始數據存在一階單整。

4.2 基于EG兩步法的協整關系檢驗

根據上一部分的序列數據的平穩性檢驗結果，△Ct和△It非平穩，若直接建立回歸模型，判斷是偽回歸模型還是這兩變量的存在長期均衡關系可通過協整檢驗進一步的判斷。協整檢驗從檢驗的對象角度出發大致分為兩個類型：一是基于回歸殘差的協整檢驗;二是基于回歸系數的協整檢驗。本文主要采用第一個類型對回歸殘差進行協整檢驗。首先構造變量間的回歸方程對模型進行最小二乘法回歸，然后從中提取殘差序列，利用ADF單位根檢驗殘差序列是否平穩，若平穩的那么變量間存在長期均衡關系，并可以據此構造相應的誤差修正模型。

基于上述理論，采用OLS對模型Ct=a+βIt+ut進行回歸，得到如下結果并對殘差序列進行ADF檢驗，檢驗結果如下表所示：

Ct= 4333.96+0.48It

殘存序列的ADF統計量為-2.75低于顯著性水平為1%的臨界值，殘差序列平穩。通過Ct和It構造的居民消費和居民收入的關系具有長期均衡關系。

4.3 建立誤差修正模型

協整關系度量的是變量間的長期靜態的均衡關系，而實際經濟數據卻是由非均衡過程生成，誤差修正模型正式對這種非均衡向長期均衡過過程逼近的短期動態描述和度量。

通過引入曼昆消費函數建模思想，將其變化為協整誤差修正模型：

根據上述回歸結果進行分析，我國居民消費與收人數據本身是非平穩的時間序列數據，帶有比較明顯的時間趨勢項，但是由這兩變量構造的線性組合形式是平穩的，即在長期內居民消費和居民收入之間存在均衡關系。根據數據進行指數算回絕對值量的水平，其反應了自發性消費數據約為4333.96元，邊際消費傾向為0.48，其數值反應了居民消費中保守消費和量人為出的原則。誤差修正模型中，差分項反映了消費短期波動的影響。居民短期消費的波動分為兩個部分：一部分是短期收入波動的影響，另一部分是居民消費和收入偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數值得大小和方向反映了對偏離長期均衡的調整力度，從系數值-0.19來看，表示當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.19的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

5 結論及政策建議

5.1 結論

通過對我國居民消費與居民收入的統計數據進行計量分析，觀察兩者之間的長期與短期的關系，著重分析變量之間的長期均衡和短期動態調整機制的作用，由模型解釋現階段居民消費和居民收入之間的關系。

在長期均衡模型中，居民的自發消費部分為4333.96元，相對現實數據偏低，主要由于數據的時間采集較長，均衡式子反應的是平均水平。在長期模型中邊際消費傾向為0.48，這個數據反應了我國居民消費依然偏重傳統的消費觀念，但也從中反映出居民消費的內需對經濟發展的拉動作用還有待提高，后續政策重點應放在如何刺激消費，拉動內需。

在短期動態波動模型中，反映了消費和收入兩個方面的關系，一是在短期內居民消費占居民收入的比例為0.58，對比長期而言，其數值有所提高。另一個是短期波動中存在誤差修正系數（-0.19）以一個相對較小的波動幅度短期偏離長期均衡的作用。

5.2 政策建議

我國的居民消費與收入在長期內存在著均衡關系，并且在短期內也能以較小的波動幅度實現短期的糾偏，市值長期內保持均衡，因此對消費和收入問題的研究更多的是放在如何提高長期均衡中邊際消費傾向系數中，刺激我國的消費，拉動內需，發揮消費作為拉動經濟發展的三架馬車的作用，通過消費引導政策，不斷適時跟新消費觀念，根據《2018中國新消費專題研究報告》資料顯示，在當前經濟快速發展的時代，部分居民的消費觀念有了轉變，在經濟發展快速的情況下，消費能力增強，在這種新形式下，應強化消費不斷增長的心理預期，通過合理的消費信貸政策，刺激消費熱點的形成，促進消費結構的升級，從而刺激經濟消費。

一是政府需不斷加強和完善收入分配制度的建設，收入分配制度是影響消費需求和經濟增長的重要因素之一。在相對消費理論中有生命周期消費理論和持續收入消費理論，兩者都體現了收入分配對消費的影響，并且根據不同收入階層的消費傾向分析，低收入者邊際消費傾向高卻沒有足夠的消費能力，高收入者邊際消費傾向較低，這兩者之間的矛盾意味著可以收入分配制度的調整，適時增加再分配環節中低收入階層的財富比例可以更大程度上達到拉動消費，實現刺激經濟增長的目的。

二是構建和完善中國的消費政策體系，促進產業結構升級和優化。擴大消費是一項整體和復雜的系統性工程，需要對應的產業政策、就業政策、收入政策、財政政策和貨幣政策等一系列宏觀經濟調控政策的配合，單項推進消費政策的動力是有限的，只有推行廣義的消費政策，構建有效的宏觀經濟政策體系。這是在長期規劃中應堅持的方向，但在短期，消費政策的引導作用也應該適時進行動態調整，如今年新冠肺炎疫情，對中國經濟產生了很大的沖擊，特別是在居民消費領域，居民的消費結構也發生了較大變換，根據澎湃研究所的調杏數據，疫情期間居民的消費出現新的特征：一是防護消費成為最凸顯的消費，居民越來越關注身體安全與健康需求的提升方面的消費支出。二是“自我增強型消費”的消費傾向增加，在消費品種增加了，“食品生鮮”消費。三是大多數非必需品的消費明顯減少，奢侈品、服飾美妝減少幅度最明顯。來自外部環境的沖擊，嚴重影響現有消費政策的實施，這時必須根據新形勢，實時動態調整，如國家發改委、商務部等23個部門聯合印發了《關于促進消費擴容提質加快形成強大國內市場的實施意見》，明確要持續提升居民消費能力，促進重點群體增收激發消費潛力。

三是基于互聯網經濟的快速發展，應結合互聯網+的思想，借助互聯網平臺和技術擴展和刺激消費活力，充分運用互聯網、大數據等技術手段，深入分析供求信息，細致洞察消費需求，為消費者制定個性化和人性化的需求產品，刺激消費，拉動經濟增長。

[參考文獻]

[1]朱駿鋒.促進我國消費需求發展的對策研究一一兼議小城市的消費潛力[J]，哈爾濱學院學報，2020 （04）.

[2]李柳潁，武佳藤.新冠肺炎疫情對居民消費行為的影響及形成機制分析[J].消費經濟，2020 （04）.

[3]趙保國，蓋念，互聯網消費金融對國內居民消費結構的影響一一基于VAR模型的實證研究[J].中央財經大學學報，2020 （04）.

[4]任鑫，葛喆.金融發展、收入結構與城鎮居民消費結構[J]，宏觀經濟研究，2019 （01）.

[5]郝丹，王磊.陜西省農村居民消費結構變動的計量分析[J].西北科技農林大學學報，2008 （09）.

[6]王巧巧，容玲，傅聯英，信用卡支付對消費結構的影響研究：消費升級還是消費降級[J].上海金融，2018 （11）.

[7]殷杰蘭.改革開放40年居民消費對經濟結構轉型的影響[J].財經科學，2018 （10）.

[8]金鑫，居民收人差距、居民平均消費傾向與消費增長[J]未來與發展，2016 （06）.

[作者簡介]林瑜（1989-），女，福建龍巖人，助教，經濟學碩士，研究方向：宏觀經濟調控。