转型期中国城乡居民宏观消费与储蓄的实证检验，本文主要内容关键词为：转型期论文,实证论文,中国论文,城乡居民论文，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。
中国推行的是渐进式的市场化改革，表现为渐进式转型的动态变革，外生性的体制变迁风险和居民对未来预期的不确定性因素对消费决策影响较大，使得中国居民消费行为发生了重大的变化，表现在消费者边际消费倾向的持续下降。由于我国的城乡经济是典型的二元经济，这也导致了在分析我国居民的消费时必须划分城镇居民消费和农村居民消费，城乡二元经济发展的不均衡在相当长的时期是影响我国居民消费率偏低的一个重要因素。
1 中国居民收入、消费及消费倾向变动的统计特征
图1中，TY和TC、UY和UC、 RY和RC分别表示全国、城镇和农村的人均收入和消费。
图1 全国、城镇和农村居民人均收入和人均消费支出的变动图
Fig.1 Per capita income and consumption expenditure of urban and rural residents in China
根据表1中的数据信息， 1978年以来我国居民收入、消费和消费倾向的变化呈现以下特点：①1978年以来全国、城镇以及农村居民人均收入和人均消费性支出均有大幅度增长，绝对水平有很大提高。其中，在整个1980年代增长比较平缓，进入1990年代以后，增势较为明显。②我国居民的人均消费水平增长率与其收入增长率呈典型的正相关关系。全国、城镇以及农村居民消费与收入之间的依赖性较强。收入增长的速度越快，消费增长的速度就越快，反之亦然（图1）。③城乡居民消费倾向的变动状况与统计特征。改革开放以来，无论是农村还是城镇居民，其平均消费倾向的波动性都小于各自边际消费倾向的波动性；而城镇居民的边际消费倾向的波动性要比农村居民的大一些；从变动幅度来看，应当认为，我国居民的平均消费倾向是相对稳定的，而边际消费倾向则存在较大的波动性（表1）。但总体上看，随着收入的增长，无论是农民还是城镇居民的消费倾向都呈下降趋势，这正是导致改革开放 20多年来我国消费率下降的主要原因。从城乡居民消费倾向对比来看，在大部分年份，城镇居民的平均消费倾向高于农村居民，而边际消费倾向则低于农村居民。
表1 城乡居民消费倾向的变动与统计特征
Tab.1 Change and statistical characteristics of urban and rural residents' consumption propensity
年份全国APC 全国MPC 城镇APC 城镇MPC 农村APC 农村MPC
1978
1.07
0.91
0.87
1979
1.02 0.72 1.07 2.03 0.99 1.57
1980
0.96 0.67 1.04 0.84 0.85 0.14
1981
0.94 0.85 0.93-2.74 0.85 0.89
1982
0.88 0.47 0.89 0.41 0.82 0.63
1983
0.85 0.67 0.90 0.91 0.80 0.71
1984
0.84 0.73 0.861 0.62 0.77 0.56
1985
0.91 1.50 0.91 1.29 0.80 1.03
1986
0.90 0.78 0.89 0.78 0.84 1.51
1987
0.92 1.11 0.88 0.83 0.86 1.07
1988
0.98 1.30 0.93 1.23 0.87 0.95
1989
0.95 0.72 0.88 0.55 0.89 1.04
1990
0.89 0.41 0.85 0.51 0.85 0.58
1991
0.92 1.40 0.85 0.92 0.87 1.58
1992
0.95 1.11 0.83 0.67 0.84 0.52
1993
0.96 1.00 0.82 0.80 0.83 0.80
1994
0.93 0.86 0.82 0.81 0.83 0.83
1995
0.95 0.99 0.83 0.87 0.83 0.82
1996
0.95 0.97 0.81 0.69 0.82 0.75
1997
0.94 0.85 0.81 0.83 0.77 0.27
1998
0.94 0.95 0.80 0.55 0.74-0.37
1999
0.94 0.91 0.79 0.66 0.71-0.27
2000
0.92 0.69 0.80 0.90 0.74 2.15
2001
0.89 0.61 0.77 0.57 0.74 0.63
2002
0.84 0.45 0.78 0.85 0.74 0.85
2003
0.82 0.57 0.77 0.63 0.74 0.74
2004
0.73 0.38 0.76 0.71 0.74 0.77
均值
0.92 0.80 0.86 0.66 0.81 0.77
极差
0.34 1.12 0.31 4.77 0.28 2.52
标准差0.0660.291 0.0760.766 0.0630.538
变异 0.0720.363 0.0881.161 0.0780.699
注：平均消费倾向与边际消费倾向的计算：APC=人均消费性支出绝对数（元）／人均收入绝对数（元）；MPC=人均消费性支出绝对数本年与上年之差／人均收入绝对数（元）本年与上年之差。
2 中国居民消费与储蓄模型：实证检验
从一般意义上讲，影响我国城乡居民消费弹性的主要因素有：居民收入差距扩大、生活中的不确定性因素增强、通货膨胀因素、利率的收入效应以及消费结构的改变等。中国在制度变迁和经济发展过程中，一个突出的现象就是收入分配差距不断扩大，而传统消费理论研究消费倾向变化都是假定收入差距是基本保持不变的，因此把收入分配差异变化纳入到对消费行为变化的研究中可能是一个有意义的假说。
我们根据1978-2004年我国居民人均消费和人均可支配收入、居民储蓄存款数量、收入分配状况、通货膨胀率及利率对居民消费水平的影响作用，通过加入滞后一期人均储蓄、消费物价指数和一年期按时间加权的存款利率，建立相应的对数消费和储蓄回归模型，以说明我国居民消费和储蓄受宏观外部环境的影响。
中国居民消费模型设定为：
样本数据取自1978-2004年，为统一起见，本文及后续部分所进行的T显著检验值均取正值。利用 Eviews软件模拟的消费模型为：
经检验，方程整体性显著；再对系数显著性进行显著性检验，在给定显著性水平α=0.05，所有解释变量也通过T检验。
由于此时DW值为1.12，当解释变量个数为5，观察数为27，精度为5%的情况下，查表知
，显然存在一阶正自相关，故加入一阶自回归变量进行修正，以消除自相关。模拟结果如下：
在给定显著性水平α=0.05，所有解释变量均通过T检验。显然， DW值为1.94，不存在序列自相关，所以上述方程可以作为中国居民消费的最终经验模型。
以上模型表明：影响我国居民人均消费的主要因素为人均收入、收入分配状况和居民储蓄存款。收入分配的弹性值达到0.652，显示收入分配的变化对消费有着十分显著的影响，这说明改革开放20多年来，我国贫富差距不断扩大的实际状况对居民消费需求较低的现实影响是不容忽视的。当前，我国收入分配差距不断扩大，成为影响我国居民消费的又一重要因素；其次，现期收入对现期消费有一定的影响，其弹性值为0.282，滞后一期的居民储蓄也对消费产生一定的影响；而利率因素对我国居民消费的影响相对较小，消费的利率弹性仅为0.0035；同样居民消费物价指数对居民消费影响的效果也不大，其弹性值仅为0.0019；拟合方程中的一阶自回归系数为0.682，说明过去的消费水平对现期生活水平有很大影响。
对初始模拟的储蓄模型剔除 T值最不显著的基尼系数并重新模拟，得：
在给定显著性水平α=0.05下，F检验高度显著，方程各变量均显著，DW值不存在序列自相关。
以上模型显示，影响我国人均储蓄的主要因素为人均收入，储蓄的收入弹性为0.619，说明收入的变化对居民储蓄具有重要的影响作用；居民储蓄的利率弹性虽为正值，但很小，表明提高利率有增加储蓄的作用但效果并不显著；同样，拟合方程中的一阶自回归系数高达0.962，说明过去的储蓄水平对现期生活水平有着十分显著的影响。
3 二元结构下城镇与农村居民消费与储蓄模型：实证检验
由于城乡二元经济结构，我们分别对1978-2004年城镇和农村消费与收入样本数据进行分析。
3.1 城镇和农村居民的消费方程
样本数据取自1978-2004年，利用Eviews软件进行估计，对城镇居民的消费模型，模拟后增加误差项的一阶滞后修正项，对初始模型剔除T值检验最小的对应变量后，再重新模拟，经检验变量仍最不显著，再剔除，模拟结果为：
整个方程通过F检验，所有变量都通过T检验，DW检验证明无序列相关性，上述方程为最终模型。
而农村居民的消费模型为：
整个方程通过F检验，所有变量都通过T检验，DW检验证明无序列相关性，上述方程为最终方程。
以上模型表明：影响我国城镇居民人均消费的主要因素为人均可支配收入和城镇居民消费价格指数，而影响我国农村居民人均消费的主要因素为人均纯收入和居民收入分配差距。城镇居民的消费收入弹性达到0.229，价格指数弹性达到0.254；而农村居民的消费收入弹性达到0.717，消费的收入分配弹性值为1.311；居民的存款利率对城镇居民的消费变动影响不大，拟合方程中的一阶自回归系数高达0.954，说明过去的消费水平对现期生活水平有很大影响；而农村居民消费的储蓄财富弹性、消费价格指数弹性和利率弹性仅分别为0.024，0.088和-0.01，影响作用相对较小。
3.2 城镇和农村居民的储蓄方程
样本数据仍取自1978-2004年，利用Eviews软件模拟，增加误差项的一阶滞后修正项，并对初始模型剔除T值最小的对应变量
后，模拟得：
方程通过F检验，所有变量都通过T检验，DW检验证明无序列相关性，上述方程为最终模型。
而同样对农村居民初始储蓄模型剔除T值检验不显著的基尼系数后，重新模拟得：
以上模型显示，影响城镇人均储蓄的主要因素为人均可支配收入和居民收入分配差距，而影响农村人均储蓄的主要因素为人均纯收入和农村居民消费价格指数；城镇居民的储蓄收入弹性达到 2.07，农村居民的储蓄收入弹性达到3.35，说明收入的变化对城乡居民储蓄均具有十分显著的影响作用；而居民收入分配差距作为宏观制度变化的一个重要因素对城镇居民储蓄有着重要的影响，其弹性值高达-8.79；城镇储蓄拟合方程中的一阶自回归系数高达 0.790，说明过去的储蓄水平对城镇居民现期生活水平有着十分显著的影响。城乡居民储蓄的利率弹性虽均为正值，但很小，表明实际利率变动有增加储蓄的作用但效果并不显著。
表2 消费和收入的对数单位根检验结果
Tab.2 Unit root test results of logarithm of consumption and income
检验变量检验模型(C,T,k)ADF统计值临界值 结论
lnTC (C,0,1)-0.86 -3.72***不平稳
△lnTC(C,0,1)-2.79 -2.64* 平稳
lnTY (C,T,2)-3.50 -4.39***不平稳
△lnTY(C,T,2)-3.81 -3.62** 平稳
注：(C,T,k)分别表示在ADF检验中是否含有常数项、时间趋势以及滞后项阶数；*、**和 ***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。
表3 消费和收入的对数协整关系检验（Johansen检验）
Tab.3 Cointegratioin test on logarithm of consumption and income(Johansen test)
检验变量零假设备择假设特征值迹统计量1%显著性水
平临界值
lnTC r=0 r=1 0.821
45.5616.31
lnTY r≤0r=2 0.031
0.809 6.51
注：r代表协整向量个数。
4 转型时期中国居民消费与收入关系的协整分析
协整反映的是序列之间的一种期动态均衡，当被解释变量和所有的解释变量都是非平稳的，就可以用协整检验方法检验它们之间是否存在长期稳定的均衡关系。由于数据的自然对数变换不改变变量的协整关系，并能消除时间序列中的异方差现象和使其趋势线性化，所以本节对居民人均收入与人均消费的协整分析都采用对数形式。
4.1 中国居民消费和收入对数的协整分析
现以TC代表全国居民消费， TY代表全国居民收入，样本数据取自1978-2004，并运用以1978年为基年的全国居民消费价格指数进行平减。运用ADF法进行单位根检验的结果显示，时间序列lnTC、lnTY经过一阶差分后都变成平稳序列，它们都是一阶单整序列，且lnTC和lnTY之间可能存在长期稳定的均衡关系。
4.1.1 消费和收入对数的协整关系检验（Johansen检验）
检验结果表明，在1%的显著性水平下，迹统计量的值45.56＞ 16.31，0.809＜6.51， 变量lnTC和 lnTY之间存在唯一的协整关系，即二者存在长期稳定的均衡关系，所对应的协整关系为：
其次，分别对协整模型的残差序列进行平稳性检验，ADF(2)统计值为-1.706，其5%临界值为-1.957， 10%临界值为-1.624。显然方程的残差序列在10%显著性水平上平稳。因此，进一步证明了我国居民人均收入与人均消费支出之间存在长期均衡的协整关系。
4.1.2 消费和收入对数的误差修正模型
根据以上lnTC与lnTY的协整关系，我们可以估计下面相应的误差修正模型：
显然，误差修正模型的回归系数都非常显著，各项检验均通过。
从长期来看，1978-2004年中国居民人均收入与人均消费之间存在长期均衡的协整关系，这比较符合现实状况，说明在长期收入增长是制约居民消费增长的重要因素。若要刺激居民消费增长，必须考虑提高居民的收入水平；只有收入的长期稳定增长，才能拉动并维持居民持续的消费增长。
由协整模型(1)可知，我国居民人均收入对人均消费的贡献很大，弹性系数高达0.9706，也就是说全国居民人均收入每变动1个单位，全国居民人均消费支出将变动 0.9706个单位，而且两者之间的关系是一种长期稳定的关系。同时，(2)式中的误差修正项系数为负，与误差修正机制相吻合；并以32.1%的比例对下一年的消费变动产生影响，说明收入与消费之间的长期均衡机制对消费变化具有较为重要的制约影响，并对居民当期消费产生一定的作用。
从短期来看，我国居民人均收入与人均消费支出的变动可能会出现不一致的时候，这时可用误差修正模型来解释。依据误差修正模型(2)，短期系数达到0.897，说明当期收入对当期消费有很大影响。短期内全国居民人均收入增长率每变化1个单位，全国居民人均消费支出对数将变化0.897%，可见两者的波动对彼此的影响是相当大的，显示了收入是调控消费的有效政策工具；另从增长率的角度来看，全国居民人均收入与人均消费支出的变动对彼此之间有较强的促进作用。
4.2 城镇和农村居民消费和收入对数的协整分析
4.2.1 城镇和农村居民消费和收入对数的单整性检验
以UC代表城镇居民消费，UY代表城镇居民收入，RC代表农村居民消费，RY代表农村居民收入。样本数据分别取自1978-2004年间城镇和农村居民的消费和收入，并分别运用以1978年为基年的城镇和农村居民消费价格指数进行平减。
由表4中的检验结果可知，时间序列lnUC、lnUY、lnRC、lnRY经过一阶差分后都变成平稳序列，它们都是一阶单整序列，且lnUC和 lnUY，lnRC和lnRY之间可能存在长期稳定的均衡关系。
表4 城镇和农村居民消费和收入的对数单位根检验结果
Tab.4 Unit root test results of logarithm of urban and rural residents' comsumption and income
检验变量检验模型(C,T,k)ADF统计值临界值
结论
lnUC(C,T,1)
-3.27 -4.37*** 不平稳
△lnUC (C,T,1)
-5.79 -4.39*** 平稳
lnUY(C,T,1)
-1.81 -4.37*** 不平稳
△lnUY (C,T,1)
-3.96 -3.61**
平稳
lnRC(C,T,1)
-2.11 -4.37*** 不平稳
△lnRC (C,T,0)
-6.89 -4.37**
平稳
lnRY(C,T,1)
-2.81 -4.37*** 不平稳
△lnRY (C,T,0)
-2.89 -2.63*平稳
注：*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。
表5 城镇和农村居民消费和收入的对数协整关系检验
Tab.5 Cointegratioin test on logarithm of urban and rural residents' consumption and income
检验变量零假设备则假设特征值迹统计量1%显著性水
平临界值
lnUC r=0 r=1 0.671 35.96
24.60
lnUY r≤1r=2 0.321
9.28
12.97
lnRC r=0 r=1 0.541 25.29
24.60
lnRY r≤1r=2 0.139
3.60
12.97
4.2.2 城镇居民消费和收入的对数值的协整关系
检验结果表明，在1%的显著性水平下，就城镇而言，迹统计量的值35.96＞24.60，9.28＜12.97；就农村而言，迹统计量的值25.29＞ 24.60，3.60＜12.97。由此可见，城镇和农村居民消费和收入的对数值之间均存在唯一的协整关系。城镇居民的协整方程为：
对协整方程的残差序列进行 ADF检验，ADF(2)统计值为-4.8159，小于在1%显著性水平上的临界值-3.7343，残差序列是平稳的，进一步证明了协整方程的有效性。根据以上城镇居民消费和收入的对数值的协整关系，我们可以估计下面相应的误差修正模型：
对协整方程的残差序列进行 ADF检验，ADF(2)统计值为-2.4226，小于在5%显著性水平上的临界值-1.9559，残差序列是平稳的，进一步证明了协整方程的有效性。根据以上农村居民消费和收入的对数值的协整关系，我们可以估计下面相应的误差修正模型：
由协整模型(3)和(5)可知，城镇和农村居民人均收入对人均消费的弹性系数分别为0.872和0.808，也就是说城镇和农村居民人均收入每变动1个单位，人均消费支出将分别变动0.872和0.808个单位；同时，(4)和(6)式中的误差修正项系数均为负，与误差修正机制相吻合；并分别以66.8%和53.9%的比例对城镇和农村居民下一年的消费变动产生影响，说明收入与消费之间的长期均衡机制对消费变化具有显著的影响作用，并对居民当期消费产生不容忽视的制约。同样，依据误差修正模型(4)和(6)，城镇和农村的短期系数分别达到 0.923和0.520，说明在短期内城镇和农村居民收入增长率每增长 1%，其消费将分别增长0.923%和0.520%，且当期收入对当期消费有一定影响。
由以上城镇居民和农村居民的协整模型可知，农村居民人均收入对人均消费的弹性值要大于城镇居民，说明农村居民消费主要还是依靠收入的变化；再由城镇和农村的误差修正模型分析可知，显然，农村居民收入的增长对消费支出增长的影响小于城镇居民，这也较为符合我国城乡二元经济结构产生的消费差异性特征；同时，由于误差修正项反映的是收入的波动性，依据城镇居民和农村居民误差修正模型，农村居民的收入波动为-0.539，而城镇居民为-0.668，两者存在一定的差异，收入波动性对城镇居民消费的负面影响要大一些。
相关政策建议
5.1 增加城乡居民收入，培育城乡居民稳定的消费预期
在改革开放的20多年中，中国城乡居民收入虽然有了很大幅度的增长，但总的来说居民的绝对收入水平还较低。为此，应继续增加居民持续稳定的收入，尤其是要设法增加农村居民的收入。随着制度变迁的深化，居民会提升未来收入和支出的不确定性预期，转型跨度越长，居民的风险预期就越高，这就迫使居民不断降低消费倾向，增加预防性储蓄。所以，经济转型的过程中，就业、住房、养老、医疗、教育等改革应在保持社会稳定和和谐发展的前提下，尽快彻底到位。
5.2 扩大总需求，有效启动消费需求
在当前我国产能相对过剩、供求结构性失衡的条件下，政府应当充分采取切实可行的宏观经济政策，不断创造持续增长的市场需求，以推进新一轮经济的上升期。从当前宏观经济的表现看，已出现了比较好的整体经济形势，但消费需求不足仍然是制约经济发展的主要障碍。因此，刺激消费是今后一段时期我国宏观经济政策的重要内容。
5.3 提高中低收入群体消费水平，缩小城乡居民收入差距
由于收入差距反映了个人风险，所以调节各阶层的收入差距也可以降低个人的预防性储蓄倾向。由于我国存在典型的城乡二元经济结构，因此，调节收入差距应该把重点放在调节城乡收入差距上，这不仅有利于解决社会和谐发展等问题，也有利于解决我国消费长期低迷的困境。
总而言之，我国城乡居民人均收入与人均消费支出之间存在较强的促进作用，因此，政府在制定政策时，应综合考虑二者的相互促进作用，更好的利用二者的正向影响机理，共同促进二者的稳定增长。