［摘要］ 本文對(duì)西安市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的分析研究是在當(dāng)前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，利用1989年～2005年西安市城鎮(zhèn)居民人均收入和人均消費(fèi)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用回歸分析和協(xié)整分析的方法，研究了西安市城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)。

［關(guān)鍵詞] 消費(fèi)函數(shù) 回歸 協(xié)整

一、緒言

西安市是我國(guó)中西部地區(qū)重要的科研、高等教育、國(guó)防科技工業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)基地。在全國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局上，西安具有承東啟西、東聯(lián)西進(jìn)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，在西部大開發(fā)戰(zhàn)略中具有重要的戰(zhàn)略地位。然而居民收入穩(wěn)定增長(zhǎng)，未來(lái)收入信心增強(qiáng)，卻并未促進(jìn)居民消費(fèi)意愿升高。有關(guān)專家指出，目前西安市居民消費(fèi)受政策影響明顯，教育、醫(yī)療、水電等服務(wù)收費(fèi)水平居高不下，使居民消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”突出，低收入居民更為嚴(yán)重。在收入有限的情況下，要保證必要的開支，就要削減其它方面的支出，這將極大地影響消費(fèi)質(zhì)量的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

這些充分說(shuō)明西安城鎮(zhèn)居民并沒有能充分享受到近年來(lái)快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的實(shí)惠，消費(fèi)需求不足是制約轉(zhuǎn)型時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)關(guān)鍵因素。因此，研究消費(fèi)需求不足的原因，深入分析制度轉(zhuǎn)型時(shí)期各類不確定性因素對(duì)居民消費(fèi)行為的影響，探尋轉(zhuǎn)型時(shí)期西安市居民消費(fèi)行為規(guī)律及其變化趨勢(shì)。在“十一五”時(shí)期真正啟動(dòng)消費(fèi)，切實(shí)提高西安居民消費(fèi)水平，促進(jìn)西部發(fā)展，是轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的必要前提。只有充分考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展特定階段的制度背景，加強(qiáng)公共管理與服務(wù)，制定切合實(shí)際的擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的基本對(duì)策，才能使西安經(jīng)濟(jì)社會(huì)的平穩(wěn)發(fā)展和構(gòu)建和諧社會(huì)的目標(biāo)得以實(shí)現(xiàn)。

二、數(shù)據(jù)的來(lái)源

本章中用到的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來(lái)自西安統(tǒng)計(jì)年鑒和西安年鑒，限于數(shù)據(jù)的可獲得性，數(shù)據(jù)取自1989年～2005年。具體情況如表1：

以上西安城鎮(zhèn)居民的相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)過相應(yīng)指數(shù)的調(diào)整，均為可比數(shù)據(jù)。

1989年～2005年，西安城市居民家庭人均消費(fèi)支出和可支配收入逐年增長(zhǎng)，2005年的人均消費(fèi)支出是1989年的2.57倍，2005年的人均可支配收入是1989年的2.85倍，表明收入的增長(zhǎng)高于消費(fèi)的增長(zhǎng)。持久性收入也穩(wěn)步增加，但暫時(shí)性收入和暫時(shí)性消費(fèi)卻有很大的波動(dòng)，消費(fèi)傾向也波動(dòng)性很強(qiáng)。

三、回歸分析

運(yùn)用eviews5.0軟件，應(yīng)用理論模型，收入和支出的不確定性分別用西安城鎮(zhèn)居民各收入組間的收入和消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)替代，對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸分析得到如下模擬結(jié)果:

首先對(duì)方程設(shè)定整體性進(jìn)行檢驗(yàn)。顯然，方程擬合優(yōu)度良好，各統(tǒng)計(jì)量均在10％的水平上顯著，總體顯著性也很好。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)均能通過。從方程結(jié)果來(lái)看，持久性收入對(duì)居民的消費(fèi)影響最大，只有西安城鎮(zhèn)居民各收入組間的收入標(biāo)準(zhǔn)差與居民消費(fèi)成負(fù)相關(guān)關(guān)系，收入差距對(duì)居民消費(fèi)有著反向的影響。收入組的收入標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)消費(fèi)的影響說(shuō)明改革開放二十多年來(lái)，貧富差距不斷擴(kuò)大的實(shí)際狀況對(duì)居民消費(fèi)需求較低的現(xiàn)實(shí)影響是不容忽視的。當(dāng)前，收入分配差距不斷擴(kuò)大，成為影響居民消費(fèi)的又一重要因素。

再將收入和支出的不確定性分別用暫時(shí)性收入和暫時(shí)性消費(fèi)來(lái)替代，分析得到:

這里對(duì)方程設(shè)定進(jìn)行整體性檢驗(yàn)。解釋變量 不能通過T檢驗(yàn)，因此剔除該變量再進(jìn)行模擬回歸得到:

log(C)=0.3592+0.9274log(Yp)+0.0012UCc

t=(2.73) （45.96)(6.26)

此時(shí)方程的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量顯著，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般規(guī)律，方程擬合優(yōu)度良好，各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)R2＝0.9976，F(xiàn)＝2490.956，DW＝1.55。當(dāng)N＝15，q＝2時(shí)，dl＝0.70，dμ＝1.25，dμ民消費(fèi)有著很大的影響，彈性系數(shù)為0.9274。 暫時(shí)性消費(fèi)對(duì)消費(fèi)支出有正向影響。

傳統(tǒng)的線性回歸是分析變量間的靜態(tài)均衡，而幾乎所有的經(jīng)濟(jì)變量都是隨時(shí)間的變化而變化，因此僅分析收入消費(fèi)的靜態(tài)均衡，具有理論意義。而對(duì)變量動(dòng)態(tài)均衡的分析，預(yù)測(cè)消費(fèi)者行為的變化，進(jìn)行宏觀調(diào)控，更有著很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。下一節(jié)應(yīng)用協(xié)整分析分方法對(duì)西安城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。

四、協(xié)整分析

1.協(xié)整概念及檢驗(yàn)

協(xié)整是對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)序變量之間相互關(guān)系的一種表征，可以理解為經(jīng)濟(jì)時(shí)序變量之間存在著一種均衡力量，既存在著一種機(jī)制的作用，使非平穩(wěn)的不同變量在長(zhǎng)期內(nèi)一起運(yùn)動(dòng)，按照經(jīng)驗(yàn)的觀點(diǎn)，協(xié)整可以理解為兩經(jīng)濟(jì)時(shí)序變量{Xt，Yt}在以Xt為橫坐標(biāo)，Yt為縱坐標(biāo)上，其散點(diǎn)圖圍繞在某一條直線Yt=a+bXt的周圍，直線對(duì)點(diǎn) (Xt，Yt)起著引力線的作用，當(dāng)(Xt，Yt)偏離該直線時(shí)，引力線的作用會(huì)使它們回到直線附近，雖然不能立即到達(dá)直線上，但存在著回歸這條直線的總趨勢(shì)，下面給出定義:

如果Xt，Yt是I(1)，但存在某個(gè)線形組合Zt=m+aXt+bYt是I(0)，且具有零均值，則稱Xt，Yt是協(xié)整的，(a，b)稱為協(xié)整向量。一般地，如果Xt，Yt，都是I(I)，則aXt+bYt是I(1)。

根據(jù)Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法，首先通過協(xié)整回歸求得非均衡殘差序列，即作靜態(tài)回歸。為檢驗(yàn)I(1)序列Xt=(X1t，X2t，L，Xpt)之間的協(xié)整關(guān)系，選取其中某個(gè)變量對(duì)其他變量進(jìn)行回歸:

然后，檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，若非均衡殘差序列平穩(wěn)，說(shuō)明變量間存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)上述回歸殘差Vt作ADF檢驗(yàn):

2.誤差修正模型

協(xié)整反映了兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)序列之間的一種長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，組合的結(jié)果就是這些序列與均衡之間的誤差，稱為均衡誤差。在模型中包含協(xié)整關(guān)系，即是用協(xié)整組合的均衡誤差對(duì)模型進(jìn)行修正，這類模型稱為誤差修正模型，其思想可簡(jiǎn)單概括為：某一期出現(xiàn)的非均衡誤差將在下一期予以修正。

本文首先對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整分析，以發(fā)現(xiàn)序列之間的協(xié)整關(guān)系，求出協(xié)整系數(shù)，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng)，然后將誤差修正項(xiàng)看作一個(gè)解釋變量，建立誤差修正模型。

作個(gè)簡(jiǎn)單的趨勢(shì)圖，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)具有明顯的時(shí)間趨勢(shì)，對(duì)消費(fèi)和收入進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體分析結(jié)果如下表2和表3：

注:（c，t，k）表示檢驗(yàn)類型，c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有時(shí)間趨勢(shì)，k代表滯后階數(shù)，0表示沒有，下同。

從表中可以看出，取顯著性水平為α＝0.05，消費(fèi)c的統(tǒng)計(jì)量為0.0867，大于ADF檢驗(yàn)的臨界值－3.791。同時(shí)，收入y的統(tǒng)計(jì)量大于ADF檢驗(yàn)的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，所以c和y都是存在單位根的非平穩(wěn)序列。

對(duì)消費(fèi)和收入序列進(jìn)行一次差分后，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下表4和表5:

結(jié)果顯示，ΔC的ADF的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為－5.187，小于其α＝0.05的臨界值，同樣，ΔY的ADF的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為－3.853，也小于臨界值。所以，得出拒絕含有單位根的零假設(shè)，即都是不含單位根的平穩(wěn)序列。

于是建立消費(fèi)和收入的協(xié)整方程，

C=38.318+.832Y

t=(1.84)(41.51)

R2＝0.991DW＝1.61

方程中的系數(shù)0.832是收入彈性，表明收入每增加1％會(huì)使消費(fèi)增加0.832％。對(duì)殘差序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到的e是平穩(wěn)序列。為了考察西安城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和收入之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，通過估計(jì)得到西安居民消費(fèi)和收入的誤差修正項(xiàng)ecm，即回歸模型的殘差序列e，建立下面的誤差修正模型：

ΔC＝17.793＋0.502ΔY-0.224ecmt-1

t = (1.104) (2.456) (-0.652)

R2＝0.473 DW＝2.53

以上模型中的回歸系數(shù)都可以通過顯著性檢驗(yàn)，通過DW檢驗(yàn)，可以證明模型中不存在序列相關(guān)性。誤差修正模型描述了均衡誤差對(duì)消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)影響，誤差修正系數(shù)－0.224為負(fù)數(shù)，符合相反修正機(jī)制，也就是說(shuō)，上一期的均衡誤差對(duì)消費(fèi)短期變動(dòng)有顯著影響，如果上一期消費(fèi)偏低，為負(fù)值，本期消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)調(diào)高；反之，若上一期消費(fèi)偏高，本期消費(fèi)就會(huì)調(diào)低，從而保證了消費(fèi)與收入的關(guān)系不會(huì)明顯偏離均衡狀態(tài)。

五、結(jié)果分析

通過以上對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析可知，西安市城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)確實(shí)受到不確定性的影響，這種不確定性即來(lái)自收入方面，也來(lái)自支出方面。

從模型中可以看到，短期收入變動(dòng)1%將引起居民消費(fèi)變動(dòng)0.830l0，所以，短期收入波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響是非常大的。國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)要保持一定的平穩(wěn)性，這就需要在消費(fèi)政策的制定方面要保持政策的連續(xù)性，對(duì)于居民收入波動(dòng)影響較大的政策制定方面應(yīng)該謹(jǐn)慎。由此也可以看出，啟動(dòng)居民消費(fèi)是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，需要各項(xiàng)系統(tǒng)措施的平穩(wěn)推進(jìn)，保證居民消費(fèi)水平的平穩(wěn)過渡，防止大起大落對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成大的影響。

協(xié)整反映的是一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡是受長(zhǎng)期因素的影響所致，因此，一些短期措施只能對(duì)居民的當(dāng)前消費(fèi)起到一定的作用，對(duì)長(zhǎng)期消費(fèi)的拉動(dòng)收效甚微，對(duì)于影響短期收入的相關(guān)政策，亦是如此。所以，在制定相關(guān)政策時(shí)應(yīng)該著眼于政策的長(zhǎng)期效果。

在協(xié)整模型中，消費(fèi)傾向?yàn)?.832，收入的很大部分都用于消費(fèi)。在誤差修正模型中，誤差修正系數(shù)(－0.224)，即每年有－22.4％的調(diào)整，說(shuō)明誤差修正項(xiàng)對(duì)短期消費(fèi)的調(diào)整力度非常大。主要是由于西安城鎮(zhèn)居民限于流動(dòng)性約束的影響等原因，進(jìn)行跨時(shí)資源配置是不容易的，因此，由于不確定性因素的存在，居民在上期出現(xiàn)過度消費(fèi)后，必然導(dǎo)致本期消費(fèi)做大幅度的調(diào)整。同時(shí)，本期的收入在居民消費(fèi)中還是起著重要的作用。

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注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文。”