張邦科，鄧勝梁，陶建平

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 武漢430070；2.加拿大布魯克大學(xué) 商學(xué)院）

0 引言

我國經(jīng)濟(jì)面臨的一個(gè)突出問題就是內(nèi)需不旺，表現(xiàn)為國民的儲(chǔ)蓄傾向太高，消費(fèi)傾向太低。消費(fèi)收入彈性表示居民的收入變化百分之一時(shí)其消費(fèi)變化的百分比，消費(fèi)收入彈性的研究無疑對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需政策的制定有重要的理論指導(dǎo)意義。1987年羅伯特·恩格爾和克利夫·格蘭杰提出的協(xié)整理論和誤差修正模型為消費(fèi)函數(shù)理論的發(fā)展開辟了一片新的天地。如孫鳳(2002)從消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩方面運(yùn)用協(xié)整、誤差修正模型、支出系統(tǒng)模型和Panel Data等方法研究了中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為。曹鑫、黃曉治（2007）在1981～2004年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上對(duì)廣西城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析等。但是采用固定參數(shù)模型不能反映模型參數(shù)的時(shí)變性。Deng和Jin（2008）采用狀態(tài)空間模型研究了消費(fèi)對(duì)當(dāng)期收入的過度敏感性，發(fā)現(xiàn)模型的解釋力很強(qiáng)。鑒于此，本文采用1980～2008年的數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用固定參數(shù)模型與狀態(tài)空間模型分析我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入彈性的演變路徑。

1 變量選擇及數(shù)據(jù)說明

改革開放以來，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行呈現(xiàn)與改革開放前不同的特點(diǎn)，我國城鎮(zhèn)居民收入顯著提高，消費(fèi)能力得到較大提升。本文考察1980以來我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為，采用1980～2008年的城鎮(zhèn)居民家庭每人年均可支配收入與城鎮(zhèn)居民家庭每人年均消費(fèi)性支出兩個(gè)指標(biāo)。前者反映了城鎮(zhèn)居民的收入水平，后者代表城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平。本文數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除價(jià)格因素的影響，利用以1980年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行平減，得到實(shí)際的收入與消費(fèi)數(shù)據(jù)，分別記為ui與ue。計(jì)量軟件采用Eviews6.0。

2 固定參數(shù)模型

2.1 協(xié)整與誤差修正模型

通過對(duì)樣本區(qū)間城鎮(zhèn)居民家庭每人年均可支配收入和消費(fèi)性支出作散點(diǎn)圖(見圖1)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)之間存在明顯的線性關(guān)系，由此可以凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)C=α+βY為基礎(chǔ)，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)模型，α為自發(fā)性消費(fèi)，β為邊際消費(fèi)傾向，但是這樣估計(jì)的模型殘差存在嚴(yán)重的序列自相關(guān)和異方差。為了減小序列自相關(guān)和異方差，將ui、ue取自然對(duì)數(shù)，分別表示為lui、lue，這一變換并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后的模型為：luet=α+βluit+ut。值得注意的是這里系數(shù)不再表示邊際消費(fèi)傾向，而是消費(fèi)對(duì)收入的彈性，即ui每變換1%時(shí)ue變化的百分比。

圖1 ui與ue的散點(diǎn)圖

對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列模型進(jìn)行回歸分析有可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果，即時(shí)間序列的高度相關(guān)可能僅僅因?yàn)閮烧咄瑫r(shí)隨時(shí)間有向上或向下變動(dòng)的趨勢(shì)，并沒有真正的聯(lián)系，即“偽回歸”，從而導(dǎo)致各種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無意義。這里lue與lui雖然都是非平穩(wěn)序列，可是從表1可以看出lue、lui在0.01的顯著水平上都為一階單整序列，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。利用最小二乘法估計(jì)得到以下結(jié)果：

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF）

表2 模型（1）的殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)模型（1）的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)表明殘差序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列（見表2）。因此，lue與lui是協(xié)整的，該回歸模型不是“偽回歸”。

模型（1）的殘差ecm=lue-0.8990lui-0.5249。估計(jì)誤差修正模型得到：

至此得到了lue與lui的長期與短期關(guān)系模型。模型(1)中l(wèi)ue對(duì)lui的消費(fèi)收入彈性是0.8990，說明城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年可支配收入ui每增加1%時(shí)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出ue增加0.8990%，反之則反是。也就是說，在長期城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年可支配收入和消費(fèi)性支出兩個(gè)變量之間高度相關(guān)，但是消費(fèi)的變化率小于收入的變化率。模型（2）中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變化不僅與同期的收入變化有關(guān)，還與上期的均衡誤差修正項(xiàng)有較大的關(guān)系。居民可支配收入的短期變化對(duì)消費(fèi)性支出的影響為正，影響系數(shù)為0.6228，可見短期中收入對(duì)消費(fèi)的影響程度小于長期。均衡誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.9585，符合反向修正原則，說明lue和lui之間長期穩(wěn)定的關(guān)系制約著兩者的變化，并促使它們趨于均衡。系數(shù)絕對(duì)值決定了均衡恢復(fù)的速度，在模型(2)中的系數(shù)為-0.9585，這說明長期均衡誤差項(xiàng)對(duì)均衡偏差的調(diào)整幅度為95.85%，調(diào)整速度是比較快的。

2.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

設(shè)有兩個(gè)變量X與Y，如果在Y對(duì)Y的過去值(包含Y的過去信息)的回歸中，添加X的過去值作為獨(dú)立變量能夠顯著地增加回歸的解釋能力，那么我們可以認(rèn)為X是Y的格蘭杰原因，這種方法就被稱為格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(Granger Causality Test)。如表3所示，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明在0.05的顯著水平上lui是lue的格蘭杰原因，在0.05的顯著水平上lue不是lui的格蘭杰原因，即lui的滯后項(xiàng)對(duì)lue產(chǎn)生影響，而lue的滯后項(xiàng)對(duì)lui幾乎沒有影響。表3還表明Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期長度的敏感性很強(qiáng)，滯后期的增加會(huì)導(dǎo)致自由度減小，直接影響到被估計(jì)參數(shù)的有效性。

3 狀態(tài)空間模型

3.1 模型設(shè)定

考慮到轉(zhuǎn)型時(shí)期經(jīng)濟(jì)和政治體制改革的不斷深化可能給城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為帶來的系統(tǒng)性影響，消費(fèi)與收入之間的關(guān)系不可能是一成不變的。圖2給出了1980～2008年城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際收入自然對(duì)數(shù)與人均實(shí)際消費(fèi)支出自然對(duì)數(shù)的變化趨勢(shì)，可以看出lue與lui不總是同比例增長。固定參數(shù)模型不足以精確刻畫這種關(guān)系，因此本文轉(zhuǎn)而采用狀態(tài)空間模型(Harvey,1989;Hamilton,1994)中的時(shí)變參數(shù)模型（TVP）。利用狀態(tài)空間模型表示動(dòng)態(tài)系統(tǒng)主要有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn):一是狀態(tài)空間模型將不可觀測(cè)的變量(狀態(tài)變量)并入可觀測(cè)模型，并與其一起得到估計(jì)結(jié)果；二是狀態(tài)空間模型運(yùn)用了強(qiáng)有力的迭代算法，即卡爾曼濾波(Kalman filter)。對(duì)于狀態(tài)空間模型需要檢驗(yàn)量測(cè)方程殘差是否平穩(wěn)。量測(cè)方程殘差包括了狀態(tài)方程的殘差，是兩種方程預(yù)測(cè)精度的綜合反映，如果殘差平穩(wěn)，則是一個(gè)可信的估計(jì)；如果殘差不平穩(wěn)，則可能是“偽回歸”(杭斌、申春蘭,2004)。狀態(tài)方程可以采用隨機(jī)游走、帶漂移的隨機(jī)游走或AR(1)形式。本文的狀態(tài)方程選取帶漂移的隨機(jī)游走形式，建立狀態(tài)空間模型如下：

表3 lue與lui的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

c0和c1為常數(shù)項(xiàng)。luet和luit為可觀測(cè)向量。bt為狀態(tài)向量，是不可觀測(cè)變量，是逐年變化的，有待估計(jì)。ut和vt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，有待估計(jì)，假定它們獨(dú)立并服從正態(tài)分布:ut～N(0,σt12)，vt～N(0,σt22)。

3.2 模型估計(jì)及其有效性檢驗(yàn)

利用Eviews6.0軟件，應(yīng)用卡爾曼濾波算法估計(jì)狀態(tài)空間模型中的時(shí)變參數(shù)(模型中的狀態(tài)變量)，估算的過程詳見Harvey(1989)和高鐵梅(2006)。估計(jì)結(jié)果見圖3。量測(cè)方程(3)的殘差數(shù)據(jù)及其單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明不帶或者帶有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的t檢驗(yàn)均顯著，在0.01的顯著水平上拒絕殘差存在單位根的零假設(shè)，可以認(rèn)為狀態(tài)空間模型的殘差都是平穩(wěn)的，即估計(jì)結(jié)果都是有效的。

表4 量測(cè)方程（3）殘差序列ut的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.3 估計(jì)結(jié)果分析

圖2 收入與消費(fèi)對(duì)數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)

圖3 時(shí)變的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入彈性

估計(jì)結(jié)果如圖3所示，1980～2008年城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)收入彈性波動(dòng)幅度較大 。 1980～1988年的趨勢(shì)是增加的，并且在1988年達(dá)到極大值，為0.9186。這期間職工的工資雖然不高，可是各種隱性福利尚好，城鎮(zhèn)居民預(yù)期支出較低（尉高師、雷明國，2003），因此具有較高的消費(fèi)收入彈性。為了抑制嚴(yán)重的通貨膨脹，1988年國家采取了嚴(yán)厲的財(cái)政緊縮政策，致使國民經(jīng)濟(jì)連續(xù)兩年萎靡不振，1989年和1990年國內(nèi)生產(chǎn)總值的實(shí)際增長率僅為4.2%和4.1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的放慢開始影響城鎮(zhèn)居民的收入預(yù)期。同時(shí)，高等教育收費(fèi)制度的改革雖然還沒有正式文件的確認(rèn)，但是實(shí)際上一些學(xué)校已經(jīng)開始試行。因此，收入預(yù)期降低加上支出預(yù)期上升導(dǎo)致消費(fèi)收入彈性陡降。城鎮(zhèn)居民預(yù)期經(jīng)濟(jì)體制的全面改革即將啟動(dòng)，“山雨欲來風(fēng)滿樓”，接著高等教育收費(fèi)制度落實(shí)，城鎮(zhèn)居民的住房、醫(yī)療等改革也相繼啟動(dòng)，隱性福利逐漸取消，城鎮(zhèn)居民的預(yù)期支出上升（易行健、王俊海、易君健，2008），同時(shí)，城鎮(zhèn)居民的收入增長速度持續(xù)低于經(jīng)濟(jì)增長速度（白重恩、錢震杰，2009），預(yù)期收入減少，導(dǎo)致消費(fèi)的收入彈性持續(xù)下滑。

4 結(jié)論與政策涵義

本文采用可變參數(shù)模型分析了我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)收入彈性，得出以下結(jié)論：（1）我國城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)之間存在著長期的均衡關(guān)系，1980～2008年消費(fèi)收入彈性為0.8990。（2）在短期，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變化不僅與同期的收入變化有關(guān)，還與上期的均衡誤差修正項(xiàng)有較大的關(guān)系。居民可支配收入的短期變化對(duì)消費(fèi)性支出的影響為正，影響系數(shù)為0.6228，可見短期中收入對(duì)消費(fèi)的影響程度小于長期。均衡誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.9585，說明我國城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系制約著兩者的變化，并促使它們趨于均衡。（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明城鎮(zhèn)居民家庭每人年均可支配收入是其消費(fèi)性支出的格蘭杰原因，但是后者不是前者的格蘭杰原因。（4）改革以來，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入彈性經(jīng)歷了一個(gè)動(dòng)態(tài)的演變過程：1980～1988年的趨勢(shì)是增加的，1988年達(dá)到極大值，而1989～2008年持續(xù)下滑。

研究表明收入因素是啟動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的關(guān)鍵。政府應(yīng)該竭力提高國民收入分配中的居民收入份額，增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入，增強(qiáng)其收入預(yù)期，同時(shí)，繼續(xù)深化城鎮(zhèn)的社會(huì)保障、醫(yī)療等方面的改革，改善其支出預(yù)期，從而實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的持續(xù)、快速增長。

[1]白重恩,錢震杰.誰在擠占居民的收入——中國國民收入分配格局分析[J].中國社會(huì)科學(xué),2009,（5）.

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[3]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.

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