我国城镇居民消费行为的协整研究及政策建议

徐 强

（安徽理工大学 经济与管理学院，安徽 淮南 232001）

由于消费是经济发展的“三驾马车”之一，并且一般要占到国内生产总值的三分之二以上，消费始终是经济学研究的一个重要内容。当前对于我国来说，由于受到国际和国内的影响，国内经济的现实情况是：一是最终消费支出占GDP的比重在1978年为62.1%、1980年65.5%、1990年为62.5%、2000年为62.3%和2010年为47.4%；二是同期最终消费支出对GDP的贡献率和拉动分别是：39.4%和4.6%、71.8%和5.6%、47.8%和1.8%、63.8%和5.4%、36.8%和3.8%；三是同期城镇居民消费支出占最终消费支出的比重分别是29.79%、30.61%、39.41%、49.91%和54.75%。四是另据统计资料显示，城镇居民消费倾向也有逐步下降的趋势，2010年中国城镇人口占到总人口比重的49.95%。最终消费支出比重偏低、贡献率不高、拉动作用不强和居民消费需求不振等诸多问题将长期伴随着我国经济的发展。中共中央《关于制定国民经济和社会发展第十二个五年规划的建议》中指出：要着力破解制约扩大内需的体制机制障碍，加快形成消费、投资、出口协调拉动经济增长新局面；要把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点，进一步释放城乡居民消费潜力，逐步使我国国内市场总体规模位居世界前列。城镇居民消费需求对居民消费支出、进而对最终消费水平有着重要的影响，由此可见研究我国城镇居民的消费行为，不仅有重要的现实意义，而且有深远的理论意义。

目前研究城镇居民消费问题的文献较多，大致基本上是从三个层面展开研究的：一是全国城乡居民对比的视角，主要有孙慧钧（2004）［1］、杨冬梅（2006）［2］、张启春，冯晓莉（2007）［3］、潘文轩（2010）［4］等；二是全国城镇居民的独立视角，主要有张继海，臧旭恒 （2005）［5］、田青 （2008）［6］等；三是分省及其以下的视角，主要有谢昌浩，阮萍（2004）［7］、吕洁 （2005） 等［8-9］。以上的研究归结起来，主要由两个问题：一是样本数据较少，研究结论的可靠性值得商榷；二是计量研究缺乏一定的统计分析基础。本文的最大创新点是解决了研究城镇居民消费行为问题的模型形式选择单一的问题。

一、研究方案的设计

（一）变量选取与数据来源

样本数据取自1978—2010年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴2011》［10］和《中国统计摘要2011》［11］。分别以城镇居民人均可支配收入（uhi）和人均生活费支出（uhc）反映城镇居民收入与消费水平，并用城镇居民消费价格指数（1978年=100）对uhi与uhc数据进行平减，同时对实际城镇居民可支配收入和人均消费支出分别取对数，记作luhi和luhc。

（二）理论依据

居民的消费行为通常用消费函数来描述，不同的消费函数均是从消费与收入的关系来展开探索的。西方经济学家们基于各种不同的消费理论假设，创建了多种消费函数［12］，如凯恩斯（J.M.Keynes）的绝对收入假说、弗里得曼（M.Fuied⁃man）的持久收入假说、莫迪里安尼（F.Modigliani）的生命周期假说和杜森贝里（J.S.Duesenbeuuy）的相对收入假说等等。以上的理论假说最后都归结到收入是决定消费的最主要因素，探讨收入与消费是否存在长期的均衡关系，以及收入对消费的影响成了研究的关键问题。目前，可以说西方完整的消费函数理论体系是我国学者们对居民消费行为进行实证研究的理论基础。

（三）研究的思路与方法

第一，分别构建描述城镇居民消费行为的消费与收入关系的线性模型和对数线性模型。利用excel2003和eviews分别进行统计分析和回归分析［13］，估计出城镇居民消费模型的参数值，并对模型的参数进行统计学检验、计量经济学检验和经济意义检验。第二，进行协整与误差修正模型分析。格兰杰定理［14］认为如果变量间是协整的，则它们存在长期均衡关系，且它们间的短期非均衡关系总能够由一个误差修正模型表述。将依据协整理论，结合实证分析的情况调整模型的设定形式，以便更好地模拟城镇居民的消费行为。第三，提出有关结论和可能的政策选择建议。

二、城镇居民消费行为的实证研究

（一）统计描述

由图1可知，随着居民人均可支配收入的不断提高，城镇居民的消费支出水平也有较大幅度的提示。就城镇居民可支配收入来说，名义量从343.4元逐年递增至19109.44元，32年间涨了55.6倍，增加了18766元，年均增长率为170.77%；扣除价格水平上涨后，居民可支配收入实际量从133.57元逐年递增至3315.88元，32年间增涨了9.66倍，增加了2972.48元，年均增长率为27.055%。就城镇居民的人均消费支出来说，名义量从311.16元逐年递增至13471.45元，32年间涨了43.29倍，增加了13160.29元，年均增长率为132.17%；扣除价格水平上涨后，居民消费支出实际量从311.16元逐年递增至2337.58元，32年间增涨了7.51倍，增加了2026.42元，年均增长率为20.35%。又据笔者计算，同期GDP与人均GDP的变化情况是：名义量分别从3645.22亿元和381.23元逐年递增至403259.96亿元和29991.82元，32年间分别涨了110.63和78.67倍，分别增加了399614.74亿元和29610.59元，年均增长率分别为342.58%和242.72%；扣除价格水平上涨后，GDP与人均GDP的实际量分别从3645.22亿元和381.23元逐年递增至75049.99亿元和5610.35元，32年间分别涨了20.59和14.72倍，分别增加了71404.77亿元和5229.12元，年均增长率分别为61.21%和42.86%。因此，无论是从增长的幅度、增加的程度，还是发展的速度来说，城镇居民的可支配收入都无法GDP与人均GDP相提并论。或许可以这样说，虽然居民的收入水平在增长，但相对于改革开放的初期，居民的相对福利水平却变差了，也就是说相对于GDP与人均GDP的增长的幅度、增加的程度，还是发展的速度来说，城镇居民的收入水平虽然有增长，但收入是低的、增长的却是慢的。

观察城镇居民消费—收入散点图图1，发现消费与收入间的关系基本上稳定地呈线性变化。对消费倾向的统计分析又发现，短期平均消费倾向apc从1978—1988年表现变化较为平稳，1998年达到最高值0.9354以后的年份呈较缓慢下降的趋势，即1989—2010年的消费倾向一直在下降，变化不大。而短期边际消费倾向mpc波动剧烈：1989年最低时达-48.98，1985年最高时为5.098，另外还有1981年、1983年和1995年等三年的值分别都大于1。此外，在1978—2010年间的长期平均消费倾向和长期边际消费倾向分别为0.7821和0.7811。

图1 城镇居民消费与收入的关系（1978—2010年）

（二）协整研究

1.单位根检验

采用ADF［15］方法检验，对两队四组变量及其差分序列进行时间序列的平稳性检验，以保证后续研究的科学性。本部分实证分析均运用Eviews6.0软件［16］，滞后阶数采用SIC准则自动确定（最大滞后阶数设定为7），ADF检验结果如表1。

表1 ADF检验结果

由表1可知，经过二阶差分后的uhc和uhi序列ADF检验值均小于1%、5%和10%显著水平下临界值，luhc和luhi序列经过一阶差分后的ADF检验值也均小于1%显著水平下临界值；原序列uhc、uhi及其一阶差分序列的ADF检验值却均大于1%、5%和10%显著水平下临界值，luhc、luhi原序列的ADF检验值也均大于1%、5%和10%显著水平下临界值。这说明四个原序列、以及uhc和uhi的一阶差分序列都是非平稳时间序列，但消费和收入的二阶差分序列、以及消费对数和收入对数的一阶差分序列都是平稳时间序列，即消费、收入、消费对数和收入对数序列都不是平稳的时间序列，而分别是二阶单整序列和一阶单整序列，可记为：uhct～I（2）、uhit～I（2）、luhct～I（1）和luhit～I（1）。

2.协整分析

（1）模型构建。经初步反复试验后可以建立如下消费—收入的回归模型，具体模型分别为：

其中：β0、δ0为常数项，β1、β2和β3分别为uhit、uhct-1和uhit-1的系数；δ1、δ2为luhit和luhit-1的系数；uhc为城镇居民人均消费支出；uhi为人均可支配收入；luhc为消费支出取对数后的值；luhi为可支配收入取对数后的值；ε、ξ为随机误差项。运用协整回归法可分别估计出如下方程：

从回归结果（3）和（4）式可以看出，两式中各个参数的t统计量的绝对值都远远大于5%显著水平下的临界值，说明所选择的解释变量都很显著；F值很大也表明模型较显著；调整后的可决系数达到0.998以上，模型拟合很好；经偏相关系数检验，也不存在自相关；又经ARCH检验，两式也不存在异方差，因此说明建立的消费—收入关系的线性模型和对数线性模型（3）、（4）式都能通过计量经济学检验，模型的解释能力非常强。

由（3）式可知，城镇居民的消费支出不仅仅受当期收入的影响，而且还受前期消费和前期收入的共同影响。具体来说，城镇居民人均可支配收入本期增加100元，会使本期消费增加约66.15元。城镇居民消费还存在“棘轮效应”，表现为上期消费水平对本期消费支出有强烈的消费示范性：前一期消费增加100元，会使本期消费增加77.5元。也就是说城镇居民消费不能摆脱过去的消费习惯，即使当期收入水平下降了，但轻易不随收入的降低而减少消费，而易于随收入的提高增加消费。这或许也反映了现在广大城镇居民迫切想提高消费水平，追求美好生活的良好愿望。前期收入水平与当期消费显著地负相关，即当城镇居民前期收入提高100元时，反而会对城镇居民现期消费起约51.2元的制约作用。这点可能是受几千年来的古训“积谷防饥，养子防老”的影响，居民形成的节俭美德体现；也可能是随着改革的深入，特别是医疗、住房、教育和社会保障制度等等的深化改革，导致收入预期不稳定，有钱也要省着花。自发消费约为33.96元，虽然是水平偏低些，却较符合经济含义。

由（4）式可知，城镇居民的消费支出对数不仅仅受当期收入对数的影响，而且还受前期收入的影响。当本期收入增长1%，会促进消费增长0.5719%；当前期收入增长1%，会促进消费增长0.3111%。也就是说，消费收入的长期弹性为0.883，是缺乏弹性的。

（2）协整检验。将运用EG检验法［17］（Engle—Grange检验）来检验消费与收入、消费对数与收入对数变量之间的协整性。分别从（3）和（4）式得到残差序列εt与ξt的线性组合方程，并运用ADF单位根检验方法对序列εt与ξt分别进行平稳性检验，结果如表2。

表2 残差序列的平稳性检验

从检验结果表2可以看出，两式中得到残差序列εt与ξt的ADF值都小于5%和10%显著性水平的临界值，于是可以判定两残差序列εt与ξt都是平稳序列，即：εt～I（0）与ξt～I（0）。结合前文得出的结论：uhct～I（2）、uhit～I（2）、luhct～I（1）和 luhit～I（1），可以得出城镇居民的消费与可支配收入之间具有协整性，二者之间的确存在长期的均衡关系，即：uhit，uhct～CI（2，2）和luhit，luhct～CI（1，1）。最终构建出反映消费与收入之间关系的线性模型和对数线性模型都通过了各项检验，对城镇居民消费与可支配收入之间的相互关系具有较强的解释力度。

3.误差修正模型的建立

以稳定的时间序列εt与ξt作为误差修正项，可分别建立如下误差修正模型［18］：

各项检验均通过。在两模型中，各差分项反映了变量短期波动的影响。这样，被解释变量消费和消费对数的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡。

在（5）式中，依据模型的参数估计量，城镇居民可支配收入短期变化100元，将引起消费的相同方向65.63元的变化；ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，从系数估计值-0.5363看，若t-1时刻城镇居民消费大于其长期均衡解，ecm为正，则使得t期的消费增量减少；否则，会发生相反的调节，体现了长期非均衡误差对消费的控制。短期ecm对消费性支出的调整较大，这一点也在一定程度上可以解释为什么边际消费倾向波动较大。

在（6）式中，依据模型的参数估计量，城镇居民短期当期人均可支配收入的变化1%，将引起居民消费的相同方向的变化0.5788%；城镇居民短期前期人均可支配收入的变化1%，也将引起居民消费的相同方向0.288%的变化；ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，从系数估计值-0.8518看，调整力度是很大的：若t-1时刻城镇居民消费对数大于其长期均衡解，ecm项为正，则使得Δluhct减少；否则，会发生相反的调节，亦体现了长期非均衡误差对luhct的控制。

由（3）和（5）式可知城镇居民消费的长期乘数kL为0.95；短期乘数kS为0.6563，这也可以在一定程度上解释为什么城镇居民消费对经济增长贡献较小的原因，符合统计资料反映的现实。由（4）和（6）式亦可知城镇居民消费收入的长期弹性eL为0.883；短期弹性eS为0.8668，亦反映了城镇居民消费及其增长对收入及其增长的依赖。

4.格兰杰因果关系

对变量间的格兰杰因果关系进行了检验，结果如表3。

表3 格兰杰因果关系检验

结合上表可知，城镇居民可支配收入与消费支出间存在双向的格兰杰因果关系，即居民可支配收入是消费的格兰杰因果原因，反过来消费也是收入的格兰杰因果原因；收入对数与消费对数间存在单向因果关系：收入对数是消费对数的格兰杰因果原因，而消费对数不是收入对数的格兰杰因果原因。

（三）线性或对数线性模型：MWD检验

根据以上分析可知，表面上看线性和对数线性模型都不错，下面将利用MWD检验［19］哪种模型设定更好。

H0：线性模型：消费是收入的线性函数；

H1：对数线性模型：消费对数是收入对数的线性函数。

限于篇幅，仅给出利用MWD检验的结果如表4。

表4 线性和对数线性模型检验结果

由表4结果可知，H0的MWD检验的结果在1%、5%和10%水平上是显著地为零；而H1的MWD检验的结果在1%、5%和10%上也是显著地为零。于是在1%、5%和10%水平上，线性模型的假设与对数线性模型的假设都不能拒绝，即两种模型的形式都是可以接受的。

三、结论与建议

根据上述分析，可得出的结论和建议有：

一是城镇居民的消费与收入之间存在着长期稳定的均衡关系，并且当消费与收入的关系偏离长期稳定均衡值时，消费会自动地向均衡方向调整。这说明在长期城镇居民可支配收入的增长是制约其消费增长的主要因素，两者间存在格兰杰因果关系也是证明。消费和收人存在长期共同增长的协整关系，就可能性来说，若要刺激居民消费长期增长，必须考虑从长期来提高居民的收入水平，即在长期，只有收入的不断地增长才能带动和维持居民持续的消费增长。

二是消费不仅受当期收入的影响，而且还受前期收入与前期消费的共同影响。由于我国处在经济和社会转型时期，外部环境的不确定性大大增强，居民必须考虑预防性储蓄，保留足够的储蓄以应付不确定的未来收入和支出需求。上期消费出现过度支出，必然导致本期支出作大幅度的调整。又由于消费心理等方面惯性因素的影响，一般城镇居民并不会立即改变消费习惯，倾向于与维持现有的消费水平。还有过快的产品升级等技术上的原因，导致一些消费者就心存观望，比如ipad手机的换代升级。因此，就必要性来说，一些能消除不确定性，预期结果明确且有助于提高收入水平的政策会对消费需求增长有一些影响。

三是城镇居民的消费与收入之间存在着短期的波动关系，反映出城镇居民短期消费容易受到消费心理、政策和预期等外部冲击的影响，而发生一定幅度的波动。现在任何降息、抑制、分流居民储蓄的临时性措施，都不可能切实提高城镇居民消费和收入的长期均衡比例，只是在短期内引起一定程度的波动，而这种波动在后期总会得到校正，这也解释了多次降息为何没有达到刺激消费的预期效果。因此，就现实性来说，要有效启动消费、拉动经济增长，政府应加快收入分配制度改革，保证收入增长和经济增长相协调，适当增加政府转移支付，切实提高中低收入者收入水平，缩小不同收入阶层之间的收入差距，促进城镇居民整体平均消费倾向的提高；要开展多种形式的职业培训，切实解决失业问题；要继续深化、完善失业、养老、医疗等社会保障体制，提高有关改革措施的透明度，减少居民对未来预期的不确定性；要发展消费信贷，实现信用消费对经济的拉动作用；要实施消费补贴政策，积极营造新的消费热点，推动城镇居民消费层次的升级、消费结构的合理化，进而带动产业结构的优化，实现社会经济资源的合理配置，促进经济社会又好又快地发展。

四是城镇居民的长、短期消费的乘数都较小，从而客观上形成城镇居民消费对经济增长的贡献率较低的现实。

五是城镇居民消费的长期弹性、短期弹性都小于1，也反映了城镇居民消费增长主要依靠可支配收入的增长，且收入较低。

六是就城镇居民的消费行为而言，在线性模型和线性代数模型间进行选择时，都较为合理。

［注 释］

①***表示通过1%水平的显著性检验；**表示通过5%水平的显著性检验；*表示通过10%水平的显著性检验;全文表示相同。

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