城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响研究——基于凯恩斯消费函数的实证分析

童百利，杨贤传，李国安

(铜陵职业技术学院 管理系，安徽 铜陵244000)

进入新世纪后，铜陵市城镇居民生活水平得到显著提高，一方面表现在城镇居民人均可支配收入大幅度增加，另一方面表现在人均消费支出上也有了明显增长。铜陵市城镇居民人均可支配收入在2000年为5592元，2006年首次突破万元大关达到11280元，2010年更是达到18690元，从2000年到2010年，年均增长达到12.82%。与此同时，铜陵市城镇居民人均消费支出在2000年为4486元，2009年突破万元大关达到10114元，2010年为12877元，从2000年到2010年，年均增长达到11.12%。由于居民消费支出在最终消费中占主导地位，是总需求的最大组成部分，直接刺激经济的增长，而消费水平的高低影响因素有很多，但主要取决于居民个人可支配收入的高低。因此，研究铜陵市城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响，对促进其经济增长，转变经济增长方式有着非常重要的意义。本文拟通过构建凯恩斯消费函数模型，运用协整理论和误差修正模型，实证分析铜陵市城镇居民人均可支配收入与人均消费支出的短期和长期关系。

1 凯恩斯消费函数理论

消费函数的概念最早由凯恩斯在其《就业、利息和货币通论》中提出，凯恩斯根据自己的经验和观察做出了有关消费函数的3个假说。首先是边际消费倾向假说。凯恩斯认为，当收入增加时，人们会增加消费，但增加量不会像收入那么多，即人们在增加1美元收入时用于消费的数额在0到1之间;其次是平均消费倾向假说。凯恩斯认为，储蓄是一种奢侈品，富人的收入中用于储蓄的比例要高于穷人，因此随着收入的增加，人们的平均消费倾向会下降;最后是消费由现期收入决定假说。虽然古典经济学家认为，利率在消费中起着重要的作用，较高的利率会增加储蓄，从而会抑制消费，但凯恩斯认为，利率对给定个人收入中的支出的短期影响是第二位和较不重要的影响因素，消费主要是由现期收入决定的。如果用C表示消费，Y表示收入，上面3个假说可以表示为:

满足上面3个假说，最简单的消费函数为:C=C-+βY，C-＞0，0＜β＜1，其中C-表示自发性消费，为基本最低消费支出，不随收入的变化而变动;β为边际消费倾向。

2 实证分析

2.1 模型构建和数据处理

根据凯恩斯消费函数，构建城镇居民人均可支配收入和人均消费支出模型:

其中，C为城镇居民人均消费支出，α为常数，β为边际消费倾向，Y为城镇居民人均可支配收入。由于经济时间序列可能呈指数趋势增长，为了将指数趋势转换为线性趋势，同时也为了消除数据中可能存在的异方差性，对变量C和Y分别取自然对数，取对数后的变量分别为LN C和LN Y。数据样本区间为1990-2010年，数据来源为2010年铜陵市统计年鉴和统计公报(见表1)。

表1 铜陵市1990－2010年城镇居民人均可支配收入和人均消费支出

应用经典回归模型分析方法进行估计和检验的前提条件是建立在平稳数据变量基础上的，而对于非平稳变量则不能使用经典回归模型，否则可能会出现虚假回归的问题。由于本文采用的时间序列可能存在非平稳性，因此需要对各变量进行单位根检验，以检验各变量时间序列的平稳性，若为平稳变量，再检验这些变量之间是否存在协整关系，如存在协整关系则证明变量之间存在长期稳定关系。同时在协整分析的基础上建立误差修正模型，以分析变量之间的短期关系。

2.2 变量的单位根检验

Engle-Granger基于残差的ADF检验是单位根检验最常用的检验方法，其中最优滞后期，选取标准为保证残差项不相关的前提下，同时采用AIC准则与SC准则，在二者值同时为最小时的滞后长度为最佳长度。利用变量的时序图观察，如果序列好像包含有趋势(确定的或随机的)，序列回归中应既有常数项又有趋势项;如果序列没有表现任何趋势且有非零均值，回归中应仅有常数项;如果序列在零均值波动，检验回归中应既不含有常数项又不含有趋势项。

LN C和LN Y的变化趋势见图1，从图1中可以看出，LN C和LN Y具有相同的增长趋势，二者的变动方向比较一致，而且都表现出不平稳的特性。一阶差分DLN C和DLN Y两个变量的时间序列变化趋势(见图2)变得相对比较平稳，但是否平稳还有待进一步检验，利用Eviews5.0对两个变量进行单位根检验。

图1 LN C和LN Y的时间序列变化趋势

图2 DLN C和DLN Y的时间序列变化趋势

2.2.1 城镇居民人均消费支出(LN C)的单位根检验

LN C序列的水平ADF检验、一阶差分ADF检验和二阶差分ADF检验结果见表2。从表2中可知，LN C在5%的显著水平上不平稳，其一阶差分序列在5%的显著水平上也不平稳，而其二阶差分序列在1%的显著水平上是平稳的，即LN C～I(2)。

业内有多种冻雨积冰数学模型，其中认可度最高的是Jones模型[14]，诸多学者都对Jones模型进行了实验验证[15-16]。这里也基于Jones提出的冻雨积冰数学模型来进行研究，如式(1)所示。

表2 LN C序列的水平ADF检验、一阶差分ADF检验和二阶差分ADF检验表

2.2.2 城镇居民人均可支配收入(LN Y)的单位根检验

LN Y序列的水平ADF检验、一阶差分ADF检验和二阶差分ADF检验结果见表3。从表3中可知，LN Y原序列在5%的显著水平上是平稳的，一阶差分在5%的显著水平上为不平稳，而其二阶差分在5%显著水平上又为平稳，但从前面LN Y的变化趋势图可以看出，LN Y原序列明显不具有平稳性，所以为了进一步验证LN Y的平稳性，再利用PP法检验其平稳性。DeJong等(1992)指出，PP检验相比ADF检验对残差的序列相关性和随时间变化异方差的假设条件较少，因而PP检验的可靠性更高①关于这一问题的详细讨论参见:DeJong等，“Integration Versus Trend Stationary in Time Series”，Econometrica，1992，60(2):423-433。。所以再利用PP检验对LN Y进行单位根检验，检验结果见表4。结合LN Y的图形及对其ADF检验和PP检验结果，可以知道LN Y为二阶平稳，即LN Y～I(2)。

表3 LNY序列的水平ADF检验、一阶差分ADF检验和二阶差分ADF检验表

表4 LN Y序列的水平PP检验、一阶差分PP检验和二阶差分PP检验表

2.3 长期协整关系检验

通过上述检验分析可知，两变量时间序列均为二阶单整，即LN C～I(2)和LN Y～I(2)，满足协整检验前提，所以可考虑两者之间是否存在协整关系。对变量之间的协整关系检验主要有Engle-Granger两步法和Johansen检验法，其中Engle-Granger两步法主要适用于两个变量之间的协整检验，而Johansen检验法主要适用于多个变量之间的协整检验。考虑到在此主要研究铜陵市城镇居民人均可支配收入LN Y和人均消费支出LN C两个变量之间的协整关系，所以采用EG两步法对LN C和LN Y变量进行协整关系检验。

第一步，估计LN C和LN Y的回归方程，其回归模型为:LN Ct=α+βLN Yt+ut，利用Eviews5.0，运用普通最小二乘法对模型进行估计，得到如下协整回归方程:

LN Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt(3.3258)(53.6329)

R2=0.9934 ADR2=0.9931 DW=1.2666 F=2876.49

由于DW=1.2666，所以检验模型是否存在自相关性，选择拉格朗日乘数检验方法，残差滞后期为2，检验结果为F，统计量为1.715323，P值为0.209613，R2为3.526250，P值为0.171508，从检验结果可知，模型不存在自相关现象。

表5 残差序列的水平ADF检验和PP检验表

从表5检验结果可知，残差序列是平稳的，但由于我们无法获得真正的μt序列，所以在单位根检验模型中，使用了残差序列来代替真正的随机干扰项。也正因为此，即使真正的扰动项是非平稳的，通过OLS回归模型而得到的残差序列，对其进行ADF检验，结果一般也更倾向于平稳序列。其本质的原因在于运用OLS回归模型时，由于使用“方差最小”的原则，可能会欺骗性地给出具有较小方差的残差序列。因此在ADF检验过程中必须考虑到这一点①Davidson and Mackinnon(1993)和Enders(2004)对这个问题都进行了较为透彻的解释。，所以根据Davidson and MacKinnon(1993)和Enders(2004)的文献，归纳了应该在检验中使用正确的临界值。此处通过变量个数和样本大小查找相应Davidson和MacKinnon给出的正确临界值，判断其残差序列也是平稳的。所以，可以证明LN C和LN Y之间存在协整关系，即铜陵市城镇居民人均消费支出和人均可支配收入之间存在长期稳定关系，其长期关系为LN Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt，长期中城镇居民人均可支配收入每增加1%时，其人均消费支出就增加0.91%，可以说明二者之间存在高度的相关性，铜陵市城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响巨大。

2.4 误差修正模型

协整检验主要考察变量之间的长期均衡关系，但在短期内可能会出现偏离均衡位置的情况，因此利用上述协整回归模型中的残差项作为均衡误差项，把城镇居民人均消费支出和人均可支配收入的长期关系和短期关系联系起来，用均衡误差对模型进行修正，建立误差修正模型(ECM)即

ΔLN Yt和ECMt-1在1%下是显著的，但常数项只在10%下显著，该模型说明了短期内城镇居民人均可支配收入每增加1%时，其人均消费支出就增加0.64%。

通过铜陵市城镇居民人均消费支出和人均可支配收入的长期协整模型和短期误差修正模型的分析，可以清楚地看到，长期内人均可支配收入每增加1%时人均消费支出增加0.91%;短期内人均可支配收入每增加1%时人均消费支出增加0.63%。可见，铜陵市城镇居民人均可支配收入对其人均消费支出的重要影响，而消费又是经济增长和发展的主要动力，因此，想要转变地区经济增长模式，提高经济增长质量，从根本上必须要提高城镇居民的人均可支配收入。

3 政策建议

提高城镇居民人均可支配收入，首先，要建立完善的劳动报酬形成机制，大幅度提高劳动报酬在初次分配中的比重。通过对铜陵市初次分配的研究表明，目前居民收入水平不高，最主要的原因是在初次分配环节中，来自于企业的营业盈余和政府的生产税净额的增长速度大幅度高于劳动者报酬的增长速度。而且，在初次分配中出现的这种不均衡很难在再次分配环节中得到调整。因此，建议可以通过加大力度提高最低工资标准，建立工资正常增长和政府补贴机制，建立企业、工会和政府三方的工资集体协商制度等措施来提高居民在初次分配中劳动者报酬所占的比重。其次，在再分配环节中，要通过缩小城镇居民内部之间、城乡之间、行业之间的收入差距，增加政府财政在公共产品领域的支出，改善社会保障和社会福利体系，增加政府的转移支付等措施来提高居民在再分配环节中的收入。只有城镇居民人均可支配收入增加，才能促进居民的人均消费支出，才能促进经济的可持续增长，才能最终调整经济增长的结构。

［1］迟福林.破题收入分配改革［M］.北京:中国经济出版社，2011.

［2］N·格里高利·曼昆.宏观经济学［M］.5版.北京:中国人民大学出版社，2005.

［3］张晓峒.EVIEWS使用指南与案例［M］.北京:机械工业出版社，2007.

［4］李稻葵，何梦杰，刘霖林.我国现阶段初次分配中劳动收入下降分析［J］.经济理论与经济管理，2010(2):13-19.

［5］黄泰岩.初次分配制度变动的发展方式解释［J］.经济学动态，2009(6):55-58.

［6］DeJong.Integration Versus Trend Stationary in Time Series［J］.Econometrica，1999，60(2):423-433.

［7］Davidson R，J MacKinnon.Estimation and Inference in Econometrics［M］.NewYork and London:Oxford University Press，1993.