中国城乡居民消费行为差异的实证分析，本文主要内容关键词为：消费行为论文,实证论文,中国论文,城乡居民论文,差异论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、我国城乡居民消费行为差异的实证分析
根据中国城乡居民1985- 2003年间的数据，采用不同消费函数对城乡居民的消费行为进行分析。一般来说，在经济数据中，表示流量的序列，例如，以不变价格表示的消费额、收入等经常表现为 1阶单整，故可直接采用最小二乘法对他们进行线性回归。
（一）城镇居民收入消费关系分析
表1 1985-2003年城镇居民人均纯收入和消费 单位：元
数据来源：《中国统计年鉴》(1986-2004)
1、数据处理
考虑到消费价格指数的影响，对全年人均纯收入和全年人均消费性支出数据进行处理（见表1），即：
城镇居民全年人均实际纯收入
＝城镇居民全年人均纯收入／消费价格指数
图1 1985-2003城镇居民收入消费散点图
城镇居民全年人均实际消费性支出
＝城镇居民全年人均消费性支出／消费价格指数
对
做城镇居民收入消费散点图1，显然，基本服从线性关系。
2、函数模型拟合分析
(1)验证相对收入假设消费函数模型
采用sas9.0软件的普通最小二乘法（以下同），用方程(2)估计，得回归方程结果如下：
(2)验证持久收入假说消费函数模型
采用方程(4)进行模拟，并采纳Friedman建议，对不同λ值进行模拟，λ值在0到1之间，取步长为0.01进行模拟，得到98个模拟结果，选择拟合优度最高的λ值 0.75，模拟方程结果如下：
式中：各个参数经济意义合理，方程通过了F，t检验，且拟合优度较高。DW值为2.013，在5%显著性水平下，
非自相关。所以，持久收入假说消费函数模型能够较好地解释我国城镇居民1985-2003年的消费行为。
(3)验证绝对收入假设消费函数模型
采用方程(1)进行模拟，结果如下：
式中：各参数的经济意义合理，每增加1元收入，有0.70496元用于消费。各参数都通过了F，t检验，且拟合优度较高。DW值为 2.017，在5%显著性水平下，
非自相关（见图2）。所以，凯恩斯的绝对收入假设能较好地解释我国城镇居民1985-2003年的消费行为。
图2 误差u的一阶滞后散点图
（二）农村居民收入消费关系分析
1、数据处理
同理，对农村居民全年人均纯收入和全年人均消费性支出数据进行处理。得结果如表2：
对
作散点图3，显然，农村居民的线性相关性不如城镇居民。
图3 农村居民收入与消费散点
2、函数模型拟合分析
(1)验证相对收入假设消费函数模型
同理，得回归方程结果如下：
式中：各参数都通过了F，t检验，且拟合优度较高，但
的系数为-0.30299，该参数经济意义不合理，原因是
存在多重共线性（相关系数为0.99112）。因此，相对收入假设不能解释我国城镇居民1985-2003年的消费行为。
(2)验证绝对收入假设消费函数模型
表2 1985-2003年农村居民人均收入和消费 单位：元
数据来源：《中国统计年鉴》(1986-2004)
图4 误差u的一阶滞后自相关
同理，其模拟结果如下：
式中：各参数都通过了F，t检验，且拟合优度较高。但由于
存在一阶正自相关 （见图4）。采用普通最小二乘法估计的参数是不准确的，所以要消除自相关性。
首先估计自相关系数ρ，依据公式ρ= DW/2=1-0.77/2=0.615
对原变量做广义差分变换，令
采用sas9.0对原变量做差分变换后再次回归，得
其经济含义是我国农村居民的边际消费倾向系数为0.58004，即每增加一元收入，农村居民增加0.58004元消费。
(3)验证引入虚拟变量的绝对收入假设消费函数模型
如前所述，农村居民的收入消费散点图从1985至2003年并不完全呈直线变化，其截距和斜率在1985-1997和1998-2003年之间发生一定的变化，为了更好地表达我国农村居民收入消费的函数，可以引入虚拟变量对绝对收入假设重新模拟。其假设如下：
表3 城镇居民收入来源结构
财产性收入转移性收入
年份
可支配收入财产性收入转移性收入
占纯收入比重
占纯收入比重
1995 4282.95 734.830.17
1996 4838.90 825.870.17
1997 5160.32
124.39947.78 0.02 0.18
1998 5425.05
132.87
1083.04 0.02 0.20
1999 5854.02
128.65
1257.17 0.02 0.21
2000 6279.98
128.38
1461.68 0.02 0.23
2001 6859.68
134.62
1668.55 0.02 0.24
2002 7702.80
102.12
2003.16 0.01 0.26
2003 8472.20
134.98
2112.20 0.02 0.25
数据来源：《中国统计年鉴》(1996-2004)
二、结论及成因分析
本文通过上述实证分析，可以得到以下几点结论：
(1)我国城镇居民和农村居民的消费行为分别能由持久收入模型和引入虚拟变量的绝对收入模型解释。
虽然城镇居民的持久收入模型和绝对收入模型都通过检验，且拟合优度都较高。但持久收入假说包含我国城镇居民消费行为的更多信息。一般来说，消费者不会按照暂时收入的一时增减而增减其消费，除非他们感到这种我国城镇居民的消费增减是持续的。而我国城镇居民的暂时性收入的边际消费倾向高达0.65159，所以，暂时收入有持久化的趋势。相比较而言，农村居民的收入来源单一，这一结论可以通过表3和表4进一步得到证实。
如表3所示：从1995年到 2003年，我国城镇居民的转移性收入比重呈上升趋势，加上财产性收入，我国城镇居民的工资性收入 （持久性收入）以外的收入占到总收入的超过四分之一，即偶然性收入占到可支配收入的比重超过四分之一，考虑到福利性收入和其他隐性收入，工资性收入以外的收入 （偶然性收入）的比重将更高。而且
相关系数为0.6033，这表明偶然性收入与持久性收入存在一定的相关性，这是导致我国城乡居民收入两极化的一个重要因素。
如表4所示：我国农村居民的收入来源于偶然性收入的比例总体上低于10%，这与城镇居民偶然性收入高、来源多元化形成鲜明的对比。
(2)农村居民的基本生活水平有所下降，城乡居民收入差距进一步扩大，但农村居民的边际消费倾向高于城镇居民。
一方面，我国城镇居民的基本消费支出147.97587元，而农村居民的基本消费支出为59.57232元（1997年前）和19.72936元（1997年后）。这不仅表明我国农村居民的生活水平低于城镇居民，而且1997年以后有所下降.这一点可以通过图5进一步证实。如图5所示：改革开放20多年来，城乡居民之间的差距在扩大，若考虑城市居民的各种福利性补贴，这一差距更大。过大的收入差距是导致经济高速增长下最终消费需求不足的重要原因之一。
表4 农村居民收入来源结构
财产性收入 转移性收入
年份 可支配收入财产性收入转移性收入占纯收入比重占纯收入比重
1995
1577.7440.9857.27
0.030.04
1996
1926.0742.5970.19
0.020.04
1997
2090.1323.6179.25
0.010.04
1998
2161.9830.3792.03
0.010.04
1999
2210.3431.55
100.17
0.010.05
2000
2253.4245.0478.81
0.020.03
2001
2366.4046.9787.90
0.020.04
2002
2475.6350.6898.19
0.020.04
2003
2622.2465.7596.83
0.030.04
数据来源：《中国统计年鉴》(1996-2004)
另一方面，我国农村居民的边际消费倾向为0.70811.稍大于城镇居民的0.70705，这符合经济学的基本原理，即低收入者的边际消费倾向高于高收入者。（这也是本文选择引入虚拟变量的绝对收入模型的原因之一，农村居民的绝对收入模型的边际消费倾向只有0.58004。）
(3)我国城乡居民收入和支出的不对称性.导致了农村居民在支出上“捉襟见肘”。
在计划经济时代，我国城乡居民的收入主要用于食品支出，而其它的支出项目，如医疗、教育等支出都由国家负担。而改革开放以后，我国农村居民的所有支出项目都要自己承担，除食品、衣着外，家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、娱乐教育文化服务、居住、杂项商品和服务等支出项目增加，收入的极为有限和支出的无限扩大对农民的生活产生了很大的影响。由于收支不平衡的矛盾，有病不医、中途辍学的现象非常普遍，陷入一种由低收入到低水平教育和健康到更低收入的恶性循环中。而部分城镇居民除了有稳定的工作和稳定的收入以外，还享有养老、医疗等社会保障。
图5 1985-2003年城乡收入差距比较
三、建议
拉动经济增长的第三驾马车——消费将成为我国21世纪经济增长的驱动力，尤其是在投资和出口刺激经济增长乏力的情况下，启动消费（尤其是农村消费）对于保持经济稳定快速增长极其重要。
(1)发展农业，提高农民绝对和相对收入是启动农村消费市场的主要途径。
(2)改善农村消费环境，建设社会主义新农村。
(3)改善消费结构，针对消费能力群体进行不同层次定位。