我国城乡居民收入与消费的长期均衡及短期波动的实证分析

马敏娜，郭丽环

（吉林财经大学 统计学院，长春 130117）

我国城乡居民收入与消费的长期均衡及短期波动的实证分析

马敏娜，郭丽环

（吉林财经大学 统计学院，长春 130117）

文章采用我国1978～2009年城乡居民消费收入数据，利用协整理论和误差修正模型，从长期均衡和短期动态调整两个方面比较分析城乡居民消费收入的特征。结果表明：城乡居民收入与消费之间均存在长期均衡关系,且农村居民消费需求与收入之间的相关性更为显著。

城乡居民；收入与消费；消费函数；协整分析

根据统计数据显示，2009年全国城镇居民人均可支配收入17174.7元，消费支出为12264.6元，农民人均纯收入5153元，消费支出为3993.5元，收入分别增长8.833%和8.246%，支出分别增长9.088%和9.091%。城镇居民和农村居民的收入消费水平差别很大。收入和消费水平是影响国民经济发展的重要指标。保持中国经济或持续发展并有较快增长，从当前看，就是要坚持扩大内需,拉动消费。在影响居民消费行为的诸多因素中，收入无疑是主要因素。现阶段制约我国经济发展的重要问题之一就是需求不足，如何扩大内需？增加居民消费是我国政府制定宏观经济政策的出发点。同时由于我国城乡差距越来越大，城乡居民收入消费习惯也有很大差异，因此研究我国城乡居民的收入消费关系对促进经济发展具有重要的实际意义。

1 消费函数、协整理论及相关文献回顾

消费决策影响整体经济长期与短期中的行为。从长期看，消费在经济增长中起到重要作用，索洛增长模型说明了储蓄率是稳定状态资本存量的关键决定因素；从短期看，消费在决定总需求中起到重要作用，作为拉动经济发展的三驾马车之一，消费的波动是繁荣与衰退的关键因素。

凯恩斯的消费理论认为，在现实生活中，决定消费支出的因素很多，其中收入是最重要的因素，消费与收入的比率随收入的增加而下降，追加1美元收入中用于消费的数额被称为边际消费倾向（其数值在0—1之间）。其消费函数通常写为：C=+cY>0,0

然而，传统消费函数理论建立在收入和消费变量是平稳数据的基础上,通过对有关变量时间序列自相关图的研究,发现它们的表现是非平稳的。因此，以普通最小二乘法建立的收入与消费的关系缺乏统计意义上的逻辑论证。

1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为平稳序列的建模提供了另一种途径。虽然一些经济变量的本身是非平稳序列，但是它们的线性组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。作为协整模型的补充，误差修正模型(ECM)则解释序列的短期波动关系。消费的短期动态变化表现为依据前一期消费对长期稳定关系的偏离程度不断进行调整的过程。协整模型与误差修正模型的联合应用不仅解决了传统消费函数“伪回归”问题，而且第一次确立了消费长期趋势对短期变化的影响，发展了消费函数理论。

我国学者已经运用协整理论在收入—消费方面进行了实质性的探索。朱彦孜采用误差修正模型对广东省城镇居民收入—消费关系进行协整分析，得出当期收入对消费的影响重大，长期稳定的收入预期有利于提高消费水平[2]。曹鑫对广西省城乡居民收入消费进行分析，得出长期和短期中城镇居民收入变化对消费的影响程度比较大，农村居民有更高的消费倾向[3]。刘艺容运用1978～2005年数据,借助向量自回归方法分析了我国城乡消费—收入差距的动态关系[4]。

2 城乡居民收入与消费的实证分析

2.1 数据来源及处理

本文数据来源于国中国统计出版社出版的历年《中国统计年鉴》。原始数据选取了1978~2009年我国城乡居民收入消费数据。

为剔除价格因素变动的影响,在分析前以1978年为基期的居民消费价格指数进行缩减,得到剔除价格变动后的实际收入消费数据。同时为了消除可能存在的异方差因素的影响，对所得数据取自然对数，这一变换不改变原来变量之间的协整关系，得到以下四个指标变量：城镇居民家庭平均每人全年消费性支出（UC）,城镇居民家庭平均每人全年可支配收入（UI）,农村居民家庭平均每人生活消费性支出（RC）,农村居民家庭平均每人纯收入（RI）。

2.2 收入与消费的模型

对凯恩斯消费函数进行变形，可以把消费分为自发消费和引致消费。自发消费指不取决于收入的消费，而引致消费是指随收入的变动而变动的那部分消费。那么常数代表自发消费用α表示，代表边际消费倾向用β表示，那么可以把消费函数写为：C=α＋βY

城镇居民收入消费函数模型：UC=α+βUI+μ1μ1为随机误差

农村居民收入消费函数模型：RC=α+βRI+μ2μ2为随机误差

因为原数列取自然对数，所以此时β不再表示边际消费倾向,而表示的是消费对收入的弹性,即收入I每变换1%时消费C变化的百分比。

2.3 单位根及协整检验

（1）单位根检验

由于虚假回归问题的存在，所以进行动态回归模型拟合时，必须先检查各序列的平稳性。运用Eviews6.0软件对UC、UI、RC、RI四个变量进行单位根检验，检验结果发现四个变量均不能拒绝单位根假设，是非平稳时间序列。因此对其进行差分处理然后再进行单位根检验，结果表1所示。

通过表1可以看出四个变量经过一阶差分后ADF值均小于10%显著性水平上的临界值，拒绝单位根的假设，经过一阶差分后的序列为平稳数列，即为一阶单整数列。

（2）协整检验

为了进一步分析我国城乡居民的收入与消费之间是否存在长期的均衡关系，下面对城乡居民的收入与消费进行协整分析。将输入变量引入响应序列建模，不一定要所有的序列都平稳，只要它们之间具有协整关系。如果非平稳序列之间具有协整关系，那就说明残差序列平稳，则虚假回归就可以避免。

下面对城乡居民消费收入方程用用最小二乘法进行估计，并用EG两步法进行检验。所得方程为：

表1 单位根检验结果

对协整回归方程的残差μ进行单位根检验，所得结果见表2。

表2显示残差μ1和μ2在单位根检验中ADF值均小于显著性水平1%上的临界值。因此变量UC、UI、RC、RI序列之间存在协整关系。方程（1）和方程（2）表明我国城镇和农村居民消费与收入之间存在长期均衡关系。

表2 残差单位根检验结果

2.4 误差修正模型

传统的经济模型通常表述的是变量之间的 “长期均衡”关系，而实际经济数据却是由“非均衡过程”生成的。因此，我们引入误差修正模型。协整模型度量序列之间的长期均衡关系，而误差修正模型(ECM)则解释序列的短期波动关系。ECMt-误差修正机制是一个负反馈机制，当ECMt-1>0时，等价于即上期真实支出比估计支出大，这种误差反馈回来，会导致下期支出适当压缩，反之当ECMt-1<0会导致下期支出适当增加。

因此，将（1）式和（2）式的残差作为均衡误差项把收入消费的长、短期行为联系起来，建立误差修正模型。

2.5 结果分析

2.5.1 农村居民收入—消费模型

方程 （1）显示，在长期，RI对 RC的影响系数为0.915536，即RI每增长1%，RC就增长 91.5536%，说明农村居民每年纯收入与消费支出之间的关系比较明显。误差修正模型反映了消费收入之间的短期关系。消费的短期变动可分为两部分：一部分为短期收入波动的影响，用△RI表示；一部分为偏离长期均衡的影响，用ECMt-1表示。方程（3）显示，△RI对△RC的影响系数为0.758811，小于长期中RI对RC的影响系数，说明短期内居民收入的变动对居民消费的影响小于长期；误差修正项（ECMt-1）的系数表示对偏离长期均衡的调整力度。误差修正值为-0.56605，符合反馈修正机制，当短期波动偏离长期均衡时，生活消费支出的当期波动调整比较大，单位调整比例为-0.56605。

2.5.2 城镇居民收入—消费模型

方程 （2）显示，在长期，UI对 UC的影响系数为0.879330，即UI每增长1%，UC就增长87.933%，可见长期中城镇居民的可支配收入对消费支出的影响也很大。同样从误差修正模型（4）可以看出,短期内△UI对△UC的影响系数为0.462381,城镇居民的收入变动对消费的影响小于长期。而均衡误差项的系数为-0.837771,符合反馈修正原则,当出现偏离长期均衡方程的情况时,误差修正项会对偏差进行83.7771%幅度的调节,这说明UI和UC之间存在的长期稳定关系制约着这两个变量的变化,并促使它们走向均衡。

2.5.3 城乡居民收入—消费模型对比分析

（1）从长期模型来看，城镇居民模型常数项为0.646940高于农村居民模型的常数项0.370312。说明城镇居民的自发性消费要高于农村居民。在农村居民生活中，一些生活用品可以自给自足，交通、水电气方面的费用相对较低，因此农村居民生活成本要低于城镇居民生活成本。

从代表消费—收入关系的系数来看，城镇居民可支配收入变动1%则生活消费支出变动87.933%，农村居民纯收入变动1%则消费支出变动91.5536%。可以看出，无论城镇还是乡村居民收入弹性都较大，居民收入水平的提高有利于消费水平的上升。同时也应看到，农村居民的消费支出对收入的依赖性要大于城镇居民。原因是城镇居民收入较高，而且还有医疗、养老等福利待遇，因此城镇居民的消费对收入的依赖性要低。同时也在一定程度上反映出农村居民负担较重，其收入扣除家庭必须费用后才可以进行消费。自然灾害，气候变化也给农民带来了很大的不确定性，降低农民的消费水平。这一结果同时也满足凯恩斯对消费函数的假设：消费与收入的比率随收入的增加而下降[1]。

（2）从误差修正模型看，短期中城镇居民收入对消费的变化系数为0.462381，大大小于长期的影响系数0.879330。结果显示，城镇居民短期内收入的变化对消费的影响比较小。原因在于城镇居民大多拥有一定量的储蓄，其财富积累高于农村居民，即使短期收入有所下降，也能通过动用储蓄或者借贷维持原来的消费行为。因此，凯恩斯认为：储蓄是一种奢侈品[1]。与此对应的是短期中农村居民收入对消费的变化系数为0.758811只是略小于长期的影响系数0.915536。短期中，农村居民的收入变动对消费有很大的影响。这是由于农村储蓄机制、消费信贷市场尚不健全，同时受到传统量入为出消费观念的影响，外加对未来收入的不确定性，导致农民对当期收入依赖性很大。还可以看出，无论城镇居民还是农村居民，长期收入变化对消费的影响系数都较高。根据弗里德曼的持久收入假说，对于具有理性预期的消费者来说，消费主要取决于持久收入[1]，当持久性收入真正增加时，他们才会增加消费。误差修正模型比普通的单方程模型更全面的反映了消费与收入的短期和长期关系。

3 结论

通过对我国1978年~2009年的城乡居民收入消费情况分析可以看出，收入和消费之间存在动态均衡关系。 长期中，城乡居民收入对消费的影响都较大；短期中，城镇居民收入对消费的影响较小，农村居民收入对消费的影响较大。城镇居民的消费倾向低于农村居民的消费倾向。

城镇居民收入对消费的短期影响较小，长期影响较大。因而刺激城市居民消费的政策不仅要考虑城市居民短期和近期利益,更要从长远谋划,使城市居民预期其未来收入会增加,进而增加消费支出。这就需要政府完善城市社会保障体系,增加城镇就业岗位,消除城市居民的后顾之忧。

由于农村居民有更高的消费倾向,而且农民增收的政策无论是长期的还是短期的,都会较大幅度地提高消费水平,因此当前扩大内需最有潜力的地方是广大农村。近几年来，我国相聚出台了一系列强农惠农政策，同时对农村基础设施建设、农民社会保障等方面的财政拨款等逐年增加，对拉动农民的增收和提高农民的消费水平起到了推动作用。还应该进一步农村的医疗，养老等各项福利制度，解除农民的后顾之忧，增加农民收入，从而刺激消费。

[1]董长瑞,梁纪尧.中国农民持久收入与消费的协整分析[J].中国农村观,2006,(2).

[2]唐功爽,张小斐.山东城镇居民收入与消费的协整分析[J].山东工商学院学报,2006,(5).

[3]刘艺容.中国城乡收入差距对居民消费影响的实证分析[J].求索，2008，（1）.

[4]王燕.应用时间序列分析[M].北京：中国人民大学出版社，2005.

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006.

（责任编辑/浩 天）

F221

A

1002－6487（2011）03－0125-03

马敏娜（1956-），女，吉林长春人，教授，研究方向：经济统计。