仲云云，仲偉周

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061）

一、引言

改革開放30年來，我國經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的巨大成就，但這些成就主要依靠投資與出口拉動(dòng)，高投資率是我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主旋律。[1]相比之下，消費(fèi)始終沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用。1978至2007年間，我國最終消費(fèi)率和居民消費(fèi)率呈總體下降趨勢(shì)；①2000年以后，下降幅度明顯加大，最終消費(fèi)率和居民消費(fèi)率分別從1981年最高的67.1%、52.5%下降到2007年最低的48.8%和35.5%。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明，消費(fèi)不僅是生產(chǎn)的最終目的，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動(dòng)力。1998-2007年世界年均消費(fèi)率為78.2%，我國僅為56.9%，[2]我國消費(fèi)率明顯偏低。近些年為了刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需，我國先后出臺(tái)了減稅、降低利率、擴(kuò)大政府支出等一系列的宏觀調(diào)控政策，但始終達(dá)不到預(yù)期效果。

當(dāng)前，受國際金融危機(jī)的影響，我國出口下降，原有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式越來越難以為繼，投資、消費(fèi)、出口持續(xù)失衡，勢(shì)必影響我國國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康發(fā)展。居民消費(fèi)是我國最終消費(fèi)的主要組成部分，刺激國內(nèi)消費(fèi)需求的關(guān)鍵是刺激居民消費(fèi)。我國居民消費(fèi)問題已引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注，形成了許多重要成果，例如劉國光（2002）認(rèn)為，我國城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)于GDP增長(zhǎng)緩慢以及貧富差距的不斷擴(kuò)大，導(dǎo)致全社會(huì)消費(fèi)傾向的減弱，是造成消費(fèi)需求不足和消費(fèi)率偏低的重要原因；萬廣華、張茵、牛建高（2001）通過測(cè)試霍爾消費(fèi)函數(shù)及其擴(kuò)展模型，論證了我國居民消費(fèi)行為在20世紀(jì)80年代早期發(fā)生了結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比重的上升以及不確定性的增大，造成了我國目前低消費(fèi)增長(zhǎng)和內(nèi)需不足；袁曉玲和楊萬平（2008）等采用協(xié)整、向量自回歸模型分析了居民消費(fèi)、政府消費(fèi)與我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明：三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，居民消費(fèi)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，政府消費(fèi)增長(zhǎng)是居民消費(fèi)增長(zhǎng)的格蘭杰原因；姜濤、臧旭恒（2008）通過對(duì)我國居民最終消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析，認(rèn)為我國居民消費(fèi)和GDP之間存在單向因果關(guān)系，居民消費(fèi)是GDP的格蘭杰原因，我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上得益于居民消費(fèi)水平的提高。[3-6]

目前的研究對(duì)我國居民消費(fèi)理論的發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)，但尚存在三個(gè)問題：（1）研究的范圍寬泛?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大都限于居民消費(fèi)同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，范圍界定比較寬泛，較少考慮我國城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)的效應(yīng)問題；（2）影響因素的選擇有限?，F(xiàn)有研究很多立足于經(jīng)典消費(fèi)理論，驗(yàn)證它們?cè)谖覈倪m用性問題，而關(guān)于宏觀調(diào)控包括財(cái)政政策和貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)的影響缺乏嚴(yán)格的實(shí)證分析；（3）研究的方法尚待改進(jìn)。不少文獻(xiàn)假設(shè)經(jīng)濟(jì)變量序列是平穩(wěn)的，直接采用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法來研究消費(fèi)問題，但現(xiàn)實(shí)生活中很多經(jīng)濟(jì)變量序列往往是非平穩(wěn)的，這樣得出的結(jié)果容易造成偽回歸并缺乏一定的可靠性。本文將以我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和農(nóng)村居民人均消費(fèi)為研究對(duì)象，采用協(xié)整理論分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀調(diào)控對(duì)我國居民消費(fèi)的影響。

二、我國居民消費(fèi)的影響因素和理論模型

（一）影響我國居民消費(fèi)的因素

根據(jù)西方經(jīng)典消費(fèi)理論，居民消費(fèi)的影響因素有很多。而我國目前正處于向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，社會(huì)制度發(fā)生重大變革，制度的不確定很大程度上影響著我國消費(fèi)者的消費(fèi)。20世紀(jì)90年代以后，我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展基本告別短缺而進(jìn)入相對(duì)過剩時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從供給約束轉(zhuǎn)向市場(chǎng)需求約束，消費(fèi)需求不足成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素，而以刺激國內(nèi)消費(fèi)需求實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的宏觀調(diào)控政策始終達(dá)不到預(yù)期效果?；诖耍疚膶⑽鞣浇?jīng)典理論與我國國情相結(jié)合，選擇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民收入、不確定性、政府支出、利率、價(jià)格水平等六個(gè)主要影響因素，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和宏觀調(diào)控政策對(duì)我國居民消費(fèi)的影響及效應(yīng)。

對(duì)變量的選擇和說明如下：（1）居民消費(fèi)。考慮數(shù)據(jù)的可得性和我國的城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)，這里用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（CX）及農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出(NX)來表示，并比較各因素對(duì)兩者影響的異同。（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPP）來表示：GDP反映了一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)總量，人均GDP通常用以評(píng)價(jià)一國的富裕程度，一般對(duì)居民消費(fèi)有正面的影響，但近些年我國居民消費(fèi)率的變化趨勢(shì)并不與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一致，有待模型做出檢驗(yàn)和說明。（3）居民收入。分別用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（CY）和農(nóng)村居民人均純收入（NY）表示。收入的高低直接影響著消費(fèi)，影響程度通常以邊際消費(fèi)傾向表示，因此居民收入是消費(fèi)最重要的影響因素。（4）不確定性。不確定性是指消費(fèi)過程中，外部環(huán)境導(dǎo)致的一些風(fēng)險(xiǎn)性或不可預(yù)期性。不確定性會(huì)增加居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄從而抑制消費(fèi)。不確定性一般是不可能直接觀測(cè)的，需要通過某種方式得到其代理變量。因?yàn)榫用袷杖敕譃槌志檬杖牒蜁簳r(shí)收入兩部分，前者可預(yù)期，具有確定性，后者風(fēng)險(xiǎn)大，具有很大的不確定性，因此本文以暫時(shí)收入的平方項(xiàng)作為不確定性的代理變量，[8]城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入不確定性分別用CUY和NUY表示。（5）政府支出。政府支出（GC）反映一國財(cái)政政策的變動(dòng)，通常在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)實(shí)施擴(kuò)張性財(cái)政政策，經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)采用緊縮性財(cái)政政策。政府支出和居民消費(fèi)既可能存在替代關(guān)系，也可能存在互補(bǔ)關(guān)系，即擴(kuò)大政府支出既可能促進(jìn)居民消費(fèi)也可能擠出居民消費(fèi)，因此我國政府支出對(duì)居民消費(fèi)的關(guān)系有待檢驗(yàn)。（6）利率。利率（R）變化對(duì)居民消費(fèi)也存在兩個(gè)方面的效應(yīng)，替代效應(yīng)會(huì)使利率上升而抑制居民消費(fèi)，收入效應(yīng)使得利率上升而促進(jìn)居民消費(fèi)。以往經(jīng)驗(yàn)判斷認(rèn)為降息會(huì)抑制儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)。我國近年來多次降低居民存貸款利率并加征利息稅以分流儲(chǔ)蓄存款，促進(jìn)居民消費(fèi)，但效果并不理想，因此利率和居民消費(fèi)之間的關(guān)系也有待檢驗(yàn)。（7）價(jià)格水平。價(jià)格水平（P）是社會(huì)總供給與社會(huì)總需求各方面因素的綜合反映，在價(jià)格水平提高時(shí)，如果實(shí)際收入不同比例提高，則消費(fèi)者的實(shí)際收入水平會(huì)降低，消費(fèi)者為了維持原有的生活水平，則必須增加消費(fèi)支出，導(dǎo)致消費(fèi)傾向提高。因此，把物價(jià)水平控制在合理的范圍是貨幣政策的一部分，本文用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI來表示價(jià)格水平。（8）其他因素(u)。居民消費(fèi)與上述變量外的其他因素也存在一定的因果關(guān)系，如流動(dòng)性約束、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等，u代表所有未經(jīng)指明的對(duì)居民消費(fèi)有影響的其他因素。

（二）模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

上述涉及到的變量共10個(gè)，對(duì)變量逐一分析，將宏觀調(diào)控的3個(gè)影響因素組成一組，其余3個(gè)影響因素為一組，構(gòu)建四變量的理論模型如下：

本文選用1978-2007年共30年的數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。[9-10]為了使數(shù)據(jù)具有可比性，所有數(shù)據(jù)以1978年為基期進(jìn)行處理，得到相應(yīng)的實(shí)際值CX、CY、NX、NY，具體是分別以相應(yīng)的名義值與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到，GDPP用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)調(diào)整得到， GC及R以同期商品零售價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到，其中名義利率用一年期人民幣存款利率的加權(quán)平均值表示。由于對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，并能消除異方差的影響，對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)后分別記為L(zhǎng)nCX、LnNX、LnCY、LnNY、LnCUY、LnNUY、LnGDPP、LnGC、LnR、LnP。本文分析工具采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件Eviews5.0。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析和實(shí)證結(jié)果

（一）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果一個(gè)序列的均值和自協(xié)方差不隨時(shí)間而改變，就說它是平穩(wěn)的；反之，則是非平穩(wěn)的。差分平穩(wěn)序列稱為單整，記為I(d)。本文采用ADF(Augment Dickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)10個(gè)變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，10個(gè)變量皆為一階單整序列I(1)，需要通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表1 變量序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

依照已建立的四個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，本文采用JJ跡統(tǒng)計(jì)量法來檢驗(yàn)LnCX、LnNX分別與不同的經(jīng)濟(jì)變量組成四變量系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系，滯后階數(shù)根據(jù)SIC和SC準(zhǔn)則來確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 四變量VAR系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，4個(gè)四變量VAR系統(tǒng)各變量之間在5%水平上分別存在唯一的協(xié)整關(guān)系，共生成4個(gè)協(xié)整方程。

模型中括號(hào)內(nèi)為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差，協(xié)整關(guān)系說明居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民收入、不確定性、政府支出、利率和價(jià)格水平等變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來看，各變量對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)的趨勢(shì)影響方向一致，不同的是影響程度即彈性有所區(qū)別：人均GDP與居民消費(fèi)正相關(guān)，LnCX、LnNX關(guān)于LnGDPP的彈性分別是0.050、0.105；人均收入與居民消費(fèi)正相關(guān)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入每增加1%，各自的人均消費(fèi)支出將分別增加0.979%和1.051%；不確定性與居民消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的不確定性每增加1%，各自的人均消費(fèi)支出將分別減少0.03%和0.003%；在宏觀調(diào)控政策中，增加政府支出能夠促進(jìn)居民消費(fèi)，即政府支出表現(xiàn)為對(duì)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)，政府支出對(duì)于城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)的彈性分別是0.541和0.753；利率的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，表現(xiàn)對(duì)居民消費(fèi)的正向影響，對(duì)二者的彈性分別是0.025和0.268；價(jià)格水平與居民預(yù)期一致，呈正相關(guān)關(guān)系，對(duì)二者的彈性分別為0.105和0.102。

（三）誤差修正模型

通過對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無法得知這些變量偏離它們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，誤差修正模型可以解決這個(gè)問題。根據(jù)Granger定理，如果一組變量是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型表述，即任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序列變量都存在誤差修正機(jī)制，通過短期波動(dòng)的調(diào)節(jié)行為，達(dá)到變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在。本文采用Hendry從一般到特殊的動(dòng)態(tài)建模原則，[19]根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定從滯后3期開始逐步刪除不顯著的變量，最終得到4個(gè)誤差修正模型。

誤差修正模型1：

誤差修正模型2：

誤差修正模型3：

誤差修正模型4：

上述括號(hào)中的為T檢驗(yàn)值，ECM表示誤差修正項(xiàng)。在5%顯著水平下，對(duì)以上四個(gè)誤差修正模型進(jìn)行檢驗(yàn)，各方程回歸殘差均滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，證明了模型的有效性。其中的誤差修正項(xiàng)反映了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，其系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。四個(gè)模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，且系數(shù)的絕對(duì)值較大，說明調(diào)整力度較大。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明CX和NX與各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但并不能判斷是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向。因此，本文根據(jù)Granger和Sims提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4所示。

表3 ΔLn(CX)與各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表4 ΔLn(NX)與各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，ΔLn(CX)、ΔLn(NX)與各變量的因果關(guān)系既有相同之處又有區(qū)別，相同之處表現(xiàn)在：ΔLn(CY)、ΔLn(NY)與ΔLn(CX)、ΔLn(NX)均存在單向因果關(guān)系，且方向相同；ΔLn(R)與ΔLn(CX)、ΔLn(NX)均不存在任何因果關(guān)系。不同的是：ΔLn(CUY)與ΔLn(CX)存在單向因果關(guān)系，而ΔLn(NUY)與ΔLn(NX)不存在任何因果關(guān)系；ΔLn(GDPP)、ΔLn(GC)與ΔLn(CX)存在單向因果關(guān)系，而與ΔLn(NX)不存在任何因果關(guān)系；ΔLn(P)與ΔLn(CX)存在雙向因果關(guān)系，而與ΔLn(NX)只存在單向因果關(guān)系。

（五）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)和方差分解

向量自回歸模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。它是用模型中所有內(nèi)生當(dāng)期變量對(duì)它們的若干滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，其優(yōu)點(diǎn)在于對(duì)外生變量和內(nèi)生變量不必加以區(qū)別而同等對(duì)待。根據(jù)滯后期的不同，已構(gòu)建的四變量VAR模型分別是VAR(2)、VAR(1)、VAR(2)、和VAR(1)?？疾霽AR模型時(shí)，可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)來研究模型的動(dòng)態(tài)特征。

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)IRF

IRF衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，刻畫了內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)（信息Innovation）的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，顯示任意變量的隨機(jī)擾動(dòng)如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動(dòng)態(tài)過程。這里根據(jù)四變量VAR模型，分析LnCX、LnNX對(duì)于各變量沖擊的響應(yīng)。

LnCX對(duì)LnGDPP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在1—8期為弱的負(fù)向效應(yīng)，第9期開始變?yōu)檎蛐?yīng)，并呈上升趨勢(shì)；LnCX對(duì)來自LnCY的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息的沖擊立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，第1期后慢慢上升，第3期達(dá)到峰值，為0.03，此后趨于平緩但始終保持較強(qiáng)的正向效應(yīng)；LnCX對(duì)LnCUY的響應(yīng)一直為負(fù)，第4期最低，為-0.02，此后略有上升，但始終為負(fù)；LnCX對(duì)LnGC的響應(yīng)一開始較強(qiáng)，第2期達(dá)到峰值0.01，此后一直下降，第10期幾乎為0；LnCX對(duì)LnR一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)一開始為正，第2期達(dá)到峰值0.01，此后逐漸下降，第5期開始表現(xiàn)為負(fù)向效應(yīng)；LnCX對(duì)LnP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在1—8期為負(fù)，第9期開始為正，但效應(yīng)不是很強(qiáng)。

LnNX對(duì)于LnGDPP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)在1—3期表現(xiàn)為弱的正向效應(yīng)，第4期開始效應(yīng)逐漸增強(qiáng)；LnNX對(duì)于LnNY一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)一開始反應(yīng)強(qiáng)烈，第2期達(dá)到峰值0.06，此后逐漸下降，但始終保持正向效應(yīng)；LnNX對(duì)于LnNUY一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)具有初始的負(fù)向效應(yīng)，第2—9期表現(xiàn)為弱的正向效應(yīng)，第10期又變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)；LnNX對(duì)于LnGC的沖擊，始終表現(xiàn)為正向效應(yīng)且效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，第9期后趨于平緩； LnNX對(duì)于LnR沖擊的響應(yīng)，一開始反應(yīng)強(qiáng)烈，第3期達(dá)到峰值0.05，第5期后快速下降，第10期表現(xiàn)為弱的負(fù)向效應(yīng)；LnNX對(duì)于LnP沖擊的響應(yīng)一開始較強(qiáng)，第3期達(dá)到峰值0.02，此后逐漸下降，但始終保持正向效應(yīng)。

2.方差分解

方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到了一個(gè)單位的沖擊以后，以變量的預(yù)測(cè)誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的主要思想是：把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量（共M個(gè)）的波動(dòng)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的M個(gè)組成部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。本文利用方差分解技術(shù)分析各變量對(duì)居民消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)率。

從LnCX、 LnNX方差分解結(jié)果可以看出，LnCX的預(yù)測(cè)誤差主要是由自身的波動(dòng)和LnCY的影響引起的，其余變量對(duì)LnCX的影響較小，LnCUY和LnGC對(duì)LnCX的影響略高于LnGDPP、LnR、LnP；LnNX的波動(dòng)大部分也是由自身的波動(dòng)和LnNY的波動(dòng)引起，LnGC對(duì)LnNX的影響逐漸增大，但始終未超過30%，LnR對(duì)LnNX的影響在第5期達(dá)到最大，約為32%，隨后又逐漸下降，LnGDPP、LnNUY和LnP對(duì)LnNX的影響較小。

因此，在六個(gè)影響因素中，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均可支配收入是影響各自人均消費(fèi)支出的主要原因，且收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)略大于對(duì)城鎮(zhèn)居民的貢獻(xiàn)；政府支出和利率對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的影響大于對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響，這與前面的協(xié)整關(guān)系相一致，政府支出在一定程度上促進(jìn)了居民消費(fèi)，但如果控制不好規(guī)模，容易產(chǎn)生擠出效應(yīng)，因而從長(zhǎng)期看對(duì)消費(fèi)的影響較小，作用有限；利率對(duì)消費(fèi)的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)且對(duì)消費(fèi)的貢獻(xiàn)較小，這是我國近些年不斷下調(diào)利率而儲(chǔ)蓄率卻不斷攀升的重要原因。根據(jù)實(shí)證結(jié)果分析，現(xiàn)階段刺激居民消費(fèi)的有效措施在于提高居民的可支配收入。

四、結(jié)論與啟示

本文根據(jù)四變量VAR模型，采用1978-2007年的數(shù)據(jù)，分析了人均GDP、人均收入等六個(gè)主要因素對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響，可以得出如下結(jié)論：

（1）人均GDP、人均可支配收入、不確定性、政府支出、利率及價(jià)格水平與城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)之間存在著穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的特性；各因素對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)具有相同的趨勢(shì)影響，但彈性有所區(qū)別，除了不確定性與居民消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系外，其余五個(gè)因素均對(duì)居民消費(fèi)表現(xiàn)出正向影響。

（2）短期內(nèi)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均收入對(duì)各自的消費(fèi)支出具有單向因果關(guān)系，即居民收入增加是引起居民消費(fèi)增加的Granger原因，而居民消費(fèi)增加不是引起居民收入增加的Granger原因；不確定性、人均GDP、政府支出與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在單向因果關(guān)系，而與農(nóng)村居民消費(fèi)支出不存在任何因果關(guān)系；價(jià)格水平與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在雙向的因果關(guān)系，而與農(nóng)村居民消費(fèi)支出只存在單向因果關(guān)系；利率與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)之間不存在任何因果關(guān)系。

（3）從脈沖響應(yīng)和方差分解來看，居民消費(fèi)主要受居民可支配收入的影響，其他因素影響不明顯，不確定性對(duì)消費(fèi)的沖擊并沒有預(yù)期的那么大，主要原因可能是不確定性無法用具體數(shù)據(jù)表示，只能選用代理變量，因而結(jié)果可能受到影響；宏觀調(diào)控措施中，政府支出、利率和價(jià)格水平均表現(xiàn)為對(duì)居民消費(fèi)的正面影響，且對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響大于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果及上述結(jié)論，現(xiàn)階段對(duì)于如何刺激居民消費(fèi)，可得到如下啟示：

（1）提高居民可支配收入以增加消費(fèi)?，F(xiàn)階段應(yīng)不斷提高居民可支配收入特別是提高農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)中低收入階層消費(fèi)者的收入，可采取增加城鎮(zhèn)居民的工資、提高個(gè)稅起征點(diǎn)、增加對(duì)農(nóng)民的補(bǔ)貼等措施提高居民可支配收入。另外，有研究指出，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所帶來的資產(chǎn)性財(cái)富升值中，國家擁有76%，民間只占24%，這種財(cái)富結(jié)構(gòu)決定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)富增值對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的影響只能是有限的，還富于民有利于促進(jìn)居民消費(fèi)。[12]

（2）降低居民收入的不確定性以提高居民消費(fèi)傾向、增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。（3）宏觀調(diào)控刺激居民消費(fèi)。應(yīng)把政府支出控制在合理的范圍之內(nèi)，防止政府支出對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)。其次，應(yīng)使利率控制在合適的水平上，根據(jù)實(shí)際情況發(fā)揮利率的替代和收入效應(yīng)的雙重作用；最后，通貨膨脹一方面可以刺激居民消費(fèi)，另一方面會(huì)降低居民的生活水平，因此可以保持溫和的通貨膨脹以刺激內(nèi)需，保持國民經(jīng)濟(jì)較快平穩(wěn)發(fā)展。

注釋：

①我國最終消費(fèi)包括居民消費(fèi)和政府消費(fèi)，其中居民消費(fèi)是最終消費(fèi)的主要組成部分；最終消費(fèi)率=最終消費(fèi)/支出法GDP，居民消費(fèi)率=居民消費(fèi)/支出法GDP。

[1]羅云毅.低消費(fèi)、高投資是現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的常態(tài)[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2004，(5)：6-12.

[2]江 林，馬椿榮，康 俊.我國與世界各國最終消費(fèi)率的比較分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2009，(1)：35-38.

[3]劉國光.促進(jìn)消費(fèi)需求提高消費(fèi)率是擴(kuò)大內(nèi)需的必由之路[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2002，(5)：5-9.

[4]萬廣華，張 茵，牛建高.流動(dòng)性約束、不確定性與中國居民消費(fèi)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001，(11)：35-44.

[5]袁曉玲，楊萬平.政府、居民消費(fèi)與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008，(5)：49-55.

[6]姜 濤，臧旭恒.中國居民最終消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析[J].宏觀管理，2008，(5)：49-51.

[7]Keynes Mavnar John.The General Theory of Employment， Interest and Money[M].Cambridge： Macmillan Cambridge Unviersity Press，1936.

[8]羅楚亮.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(4)：100-106.

[9]國家統(tǒng)計(jì)局.新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編[Z].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1999.

[10]國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒[Z]北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1985-2008.

[11]Hendry，D.F..Dynamic Econometrics[M].New York：Oxford University Press，1995.

[12]陳志武.增加財(cái)產(chǎn)性收入是相當(dāng)好的政策走向[J].國際融資，2008，(8)：28-29.