徐小君 劉欣瑤

摘要：為考察我國(guó)居民如何調(diào)整消費(fèi)以適應(yīng)收入的變化，采用1978-2017年城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)，運(yùn)用非線(xiàn)性自回歸分布滯后NARDL模型，對(duì)收入影響消費(fèi)的非對(duì)稱(chēng)性特征進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果顯示：1.城鎮(zhèn)居民由于流動(dòng)性約束的存在，正向臨時(shí)性收入變化導(dǎo)致消費(fèi)增長(zhǎng)的程度大于負(fù)向臨時(shí)性收入變化導(dǎo)致消費(fèi)減少的程度;2.農(nóng)村居民由于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的原因，正向臨時(shí)性收入變化導(dǎo)致消費(fèi)增長(zhǎng)的程度小于負(fù)向臨時(shí)性收入變化導(dǎo)致消費(fèi)減少的程度。研究有助于認(rèn)識(shí)和理解我國(guó)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程及原因，從而對(duì)政府部門(mén)制定消費(fèi)相關(guān)政策有著參考意義。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi);臨時(shí)性收入;持久性收入;非線(xiàn)性自回歸分布滯后模型

作者簡(jiǎn)介：徐小君，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要研究方向：貨幣金融學(xué)、宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)（Email：xuxiaojun@hqu.edu.cn）;劉欣瑤，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院碩士研究生，主要研究方向：貨幣金融學(xué)（福建泉州362021）。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目：我國(guó)新型貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整功能及其有效性研究（17BJY192）

中圖分類(lèi)號(hào)：F126

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1006-1398（2020）04-0084-13

一 前言

改革開(kāi)放40年以來(lái)隨著收入的長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)，我國(guó)居民消費(fèi)保持了平穩(wěn)較快增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，居民消費(fèi)能力不斷提高，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用進(jìn)一步增強(qiáng)，逐漸成為經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的“壓艙石”。隨著收入水平的快速上升，我國(guó)從貧困落后進(jìn)入中等收入行列，再邁向高收入國(guó)家，居民的消費(fèi)行為也隨之發(fā)生著不斷地改變。家庭消費(fèi)觀(guān)念不斷更新，消費(fèi)需求一直處于轉(zhuǎn)型和升級(jí)之中。因此考察我國(guó)居民消費(fèi)行為的動(dòng)態(tài)發(fā)展和演變過(guò)程，研究經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌背景下居民消費(fèi)變化的影響因素及其原因，有助于豐富與發(fā)展現(xiàn)有消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論。另一方面，近年來(lái)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，如何引導(dǎo)和促進(jìn)消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)，培育和發(fā)展經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)力，已成為政府相關(guān)部門(mén)的重要課題。故研究我國(guó)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變化及其原因，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

居民消費(fèi)一直是被主流經(jīng)濟(jì)學(xué)長(zhǎng)期關(guān)注的研究主題。消費(fèi)理論與社會(huì)學(xué)、管理學(xué)甚至于心理學(xué)都緊密相關(guān)。根據(jù)Deaton，消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論發(fā)端于凱恩斯對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的討論，F(xiàn)riedman的持久收入理論，以及Ando和Modigliani的生命周期理論，一般被認(rèn)為是關(guān)于消費(fèi)與收入關(guān)系的經(jīng)典理論。持久收入假說(shuō)代表的經(jīng)典消費(fèi)理論有三個(gè)方面的前提假設(shè)，即假設(shè)消費(fèi)者理性、市場(chǎng)無(wú)摩擦以及未來(lái)收入無(wú)不確定性。消費(fèi)的后繼相關(guān)研究大多從這三個(gè)角度對(duì)經(jīng)典理論進(jìn)行修正和發(fā)展。Leland將未來(lái)收入不確定性引入模型后發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)，增加預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄以應(yīng)對(duì)未來(lái)收入風(fēng)險(xiǎn)。Flavin實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)與當(dāng)期和過(guò)去收入存在著顯著的相關(guān)性。經(jīng)典消費(fèi)理論認(rèn)為，消費(fèi)主要取決于居民的持久性收入，與消費(fèi)者預(yù)期到的收入關(guān)系不大。Flavin的實(shí)證結(jié)果被稱(chēng)為消費(fèi)的過(guò)度敏感性特征。Campbell和Deaton的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，未預(yù)期到的意外收入對(duì)消費(fèi)影響程度，小于經(jīng)典消費(fèi)理論的預(yù)測(cè)。這被稱(chēng)為消費(fèi)的過(guò)度平滑性特征。Flavin從流動(dòng)性約束和消費(fèi)者近視（Myopia）行為角度，分別對(duì)消費(fèi)的過(guò)度敏感性現(xiàn)象進(jìn)行了原因分析。Campbell和Mankiw假設(shè)部分居民遵從消費(fèi)支出的經(jīng)驗(yàn)法則，經(jīng)驗(yàn)結(jié)果支持了他們猜想的假設(shè)。Bowman、Minehart和Rabin提出損失厭惡假說(shuō)?；谛袨榻?jīng)濟(jì)理論（Tversky和Kahneman，1991），他們研究認(rèn)為，如果收入增加，消費(fèi)者容易提高消費(fèi)水平;而如果收入下降，消費(fèi)者相對(duì)比較難以降低消費(fèi)水平。這類(lèi)似于消費(fèi)的“棘輪”效應(yīng)假說(shuō)（Duesenberry，1948）。最近研究消費(fèi)與收入關(guān)系的文獻(xiàn)（如Agarwal和Qian，2014）大多利用家庭微觀(guān)數(shù)據(jù)，從金融制度或消費(fèi)者異質(zhì)性等角度進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。

國(guó)內(nèi)秦朵較早地對(duì)中國(guó)消費(fèi)和收入之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。杭斌和申春蘭利用城鎮(zhèn)居民的年度數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)與收入存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。萬(wàn)廣華等發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性約束和不確定性?xún)蓚€(gè)因素，降低了我國(guó)居民的消費(fèi)水平。孔東民從行為金融的角度進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民具有較為明顯的損失規(guī)避傾向，但不存在明顯的短視行為和即期流動(dòng)性約束。杜海韜和鄧翔與陳沖等文獻(xiàn)，實(shí)證研究了不確定性對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)行為的影響?；谖⒂^(guān)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究，如周建軍等與康書(shū)隆等主要考察金融制度、房?jī)r(jià)和家庭條件等因素對(duì)消費(fèi)的影響。張恒龍和姚其林選取農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民2000年以后的收入與消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，與消費(fèi)能力相比，消費(fèi)意愿在較多年份制約了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的增長(zhǎng)。王小華等利用1978-2017年我國(guó)農(nóng)村居民住戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)民消費(fèi)行為的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在2004年前后表現(xiàn)出了明顯的“消費(fèi)壓抑”和“消費(fèi)釋放”這一兩極分化現(xiàn)象。

關(guān)于消費(fèi)的理論與實(shí)證研究，國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)雖然已經(jīng)取得了較多成熟的成果，但主流消費(fèi)理論主要是基于西方發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)發(fā)展而來(lái)，并且西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中對(duì)消費(fèi)行為的解釋包括各種不同的理論假說(shuō)。西方消費(fèi)理論能否或究竟哪類(lèi)理論能夠解釋和應(yīng)用于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，對(duì)此問(wèn)題的嘗試性探索是本文研究的動(dòng)機(jī)之一。另一方面，國(guó)內(nèi)關(guān)于我國(guó)居民消費(fèi)行為的研究文獻(xiàn)雖然也從各個(gè)角度來(lái)檢驗(yàn)各種消費(fèi)理論，但大部分文獻(xiàn)只考慮收入對(duì)消費(fèi)影響的線(xiàn)性對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)，較少有文章從居民收入的正向和負(fù)向變動(dòng)角度考察消費(fèi)的非線(xiàn)性變化效果。這是我們研究我國(guó)居民消費(fèi)行為的另一個(gè)原因。

本文主要考察我國(guó)居民消費(fèi)對(duì)收入變化的動(dòng)態(tài)非線(xiàn)性反應(yīng)過(guò)程。文章將居民收入分解為臨時(shí)性和持久性?xún)蓚€(gè)部分。臨時(shí)性收入一般未被居民預(yù)期到，是意料之外的收入。持久性收入一般為居民意料之中的穩(wěn)定性收入。我們利用非線(xiàn)性自回歸分布滯后（NARDL）模型，建立消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，分析正向和負(fù)向的臨時(shí)性收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)造成的非對(duì)稱(chēng)性影響效應(yīng)。NARDL模型將變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系納入同一個(gè)分析框架，能夠模擬外生沖擊影響變量的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程，并且可對(duì)變量間的短期和長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行非線(xiàn)性分析。相對(duì)于其他的機(jī)制轉(zhuǎn)換類(lèi)模型，NARDL模型有下面三個(gè)優(yōu)勢(shì)。第一，NARDL模型通過(guò)普通最小二乘法（OLS）估計(jì)參數(shù)，OLS估計(jì)方法簡(jiǎn)單易行且容易理解，模型估計(jì)結(jié)果易于評(píng)估。第二，NARDL模型中變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在性檢驗(yàn)，可采用Pesaran、Shin和Smith提出的界限檢驗(yàn)法（Bounds Testing Procedure）。相對(duì)其他檢驗(yàn)變量間長(zhǎng)期關(guān)系的方法，界限檢驗(yàn)法的優(yōu)勢(shì)是，無(wú)論被檢驗(yàn)變量是平穩(wěn)的I（O）還是單整的I（1），也不論變量間是否相互協(xié)整，界限檢驗(yàn)法總是可行的。第三，NARDL模型中變量間的長(zhǎng)期非對(duì)稱(chēng)性和短期非對(duì)稱(chēng)性，可以采用標(biāo)準(zhǔn)的Wald法來(lái)檢測(cè)其存在性。故NARDL模型是本文研究消費(fèi)與收入動(dòng)態(tài)關(guān)系理想的計(jì)量工具。

本文利用NARDL模型，研究消費(fèi)與收入間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并且計(jì)量分析正向和負(fù)向收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)影響的非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)。文章結(jié)合各類(lèi)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論，探討和分析在收入快速增長(zhǎng)的背景下，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)變化的動(dòng)力和原因。參考Shea研究消費(fèi)行為的計(jì)量模型設(shè)定，本文構(gòu)建計(jì)量模型檢驗(yàn)我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)反應(yīng)變化可能存在的四種原因。具體而言，我們通過(guò)計(jì)量模型檢驗(yàn)持久收入假說(shuō)、近視消費(fèi)假說(shuō)、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避假說(shuō)以及流動(dòng)性約束理論，比較分析這四種理論中哪種比較適合解釋我國(guó)居民的消費(fèi)行為。文章后繼第二部分為消費(fèi)理論與計(jì)量模型設(shè)定，第三部分為消費(fèi)計(jì)量模型結(jié)果與分析，最后是文章的研究結(jié)論。

二 消費(fèi)理論的計(jì)量模型構(gòu)建與檢驗(yàn)設(shè)定

（一）基礎(chǔ)消費(fèi)理論

弗里德曼的持久收入假說(shuō)是消費(fèi)的經(jīng)典理論。費(fèi)里德曼將居民收入分解為持久性收入與暫時(shí)性收入。持久收入是長(zhǎng)期的平均收入，是較少受到影響且能夠被預(yù)期到的穩(wěn)定收入。暫時(shí)性收入定義為實(shí)際收入與持久收入之差，是臨時(shí)性和偶然因素導(dǎo)致的，不會(huì)對(duì)消費(fèi)者的終身財(cái)富產(chǎn)生顯著性影響。費(fèi)里德曼認(rèn)為消費(fèi)主要決定于持久性收入，設(shè)變量C_t表示居民消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)值，將居民收入對(duì)數(shù)值分解為趨勢(shì)性成分Y_t和臨時(shí)性成分X_t兩個(gè)部分。X_t可理解為居民的暫時(shí)性收入，Y_t可理解為居民的持久收入水平。為檢驗(yàn)居民理性預(yù)期下消費(fèi)的持久收入理論，可設(shè)置計(jì)量模型：

回歸模型（1）中參數(shù)α為常數(shù)項(xiàng)，μ_t為回歸誤差項(xiàng)。盧表示暫時(shí)性收入的回歸系數(shù)，γ表示持久性收入的回歸系數(shù)。如果消費(fèi)者是理性預(yù)期的，應(yīng)該有回歸系數(shù)β=0，也即暫時(shí)性收入不影響消費(fèi)水平。

（二）自回歸分布滯后模型

為構(gòu)建一般形式的消費(fèi)計(jì)量模型，下面考慮兩種理論假設(shè)下的消費(fèi)者行為。一種理論假設(shè)消費(fèi)者不能做出完全理性的收入預(yù)期，在此假設(shè)下消費(fèi)者不能判斷當(dāng)期收入的變化是短期偶然性的還是長(zhǎng)期持久性的。這時(shí)一般假設(shè)消費(fèi)者對(duì)持久性收入預(yù)期的調(diào)整是適應(yīng)性的，也被稱(chēng)為收入的適應(yīng)性預(yù)期模型（Adaptive Expectations Model）。另一種理論假設(shè)由于消費(fèi)慣性等原因的存在，消費(fèi)者只能部分調(diào)整其每一期的消費(fèi)水平以適應(yīng)收入的變化。這被稱(chēng)為消費(fèi)的部分調(diào)整模型（Partial Adjustment Model）。根據(jù)Gujarati和Porter的分析，在上述兩種情況下，消費(fèi)計(jì)量方程的一般形式皆可設(shè)計(jì)為自回歸分布滯后模型。故遵從一般到特殊的建模原則，本文構(gòu)建消費(fèi)與收入關(guān)系的一般計(jì)量模型形式，具體可以通過(guò)自回歸分布滯后模型ARDL（p，q1，q2）表示為：

二 計(jì)量結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)與變量說(shuō)明

本文選擇的主要數(shù)據(jù)為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的人均可支配收入和人均消費(fèi)支出，樣本區(qū)間為1978年至2017年，包括了改革開(kāi)放后40個(gè)年度數(shù)據(jù)。因城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)都存在較大差異，我們對(duì)兩者分別建立模型研究考察。為消除價(jià)格因素的影響，計(jì)量模型中采用的經(jīng)濟(jì)變量為實(shí)際值。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民可支配收入和消費(fèi)支出，采用其名義變量值分別通過(guò)相應(yīng)的定基價(jià)格指數(shù)調(diào)整后的數(shù)據(jù)。價(jià)格指數(shù)分別采用城鎮(zhèn)與農(nóng)村的消費(fèi)物價(jià)定基指數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源為中國(guó)各年統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1是我國(guó)城鄉(xiāng)居民實(shí)際人均可支配收入與消費(fèi)支出增速的描述性統(tǒng)計(jì)。城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入39年的平均增速約為7.0%，消費(fèi)支出增速平均約為6.3%。農(nóng)村居民人均實(shí)際可支配收入的平均增速約為7.1%，消費(fèi)增速平均約為7.0%。按照1978年的不變價(jià)格，1978年城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際年收入為343.4元，消費(fèi)年支出為311.2元。2017年城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際年收入已經(jīng)增長(zhǎng)到5292.5元，消費(fèi)支出增長(zhǎng)到3554.7元。近40年城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入約增長(zhǎng)了15.4倍，消費(fèi)支出增長(zhǎng)了11.4倍。農(nóng)村居民人均實(shí)際可支配收入和消費(fèi)支出從1978年的133.6元與116.1元，增長(zhǎng)到2017年的2164.1元與1765.0元，分別增長(zhǎng)了16.2倍和15.2倍。這些數(shù)據(jù)說(shuō)明改革開(kāi)放40年以來(lái)，我國(guó)居民實(shí)際收入與消費(fèi)總體保持較快增長(zhǎng)速度。

城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民可支配收入增速的標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.60%和4.75%，偏度分別為-0.3560和-0.4972。這說(shuō)明農(nóng)村居民收入增速時(shí)間序列的波動(dòng)性與偏度都相對(duì)較大，而且城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民可支配收入增速兩個(gè)時(shí)間序列的擬合分布都是左偏的。正態(tài)分布的偏度為0，峰度為3。擬合分布左偏或偏度系數(shù)為負(fù)值，則分布左邊尾部相對(duì)右邊較長(zhǎng)。兩個(gè)序列擬合分布左偏，說(shuō)明收入增速下降或增速低于均值水平發(fā)生的概率較大（大于0.5）。負(fù)偏度系數(shù)的絕對(duì)值越大，收入增速低于均值水平發(fā)生的概率越大。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入序列的峰度分別為3.2和4.1，說(shuō)明農(nóng)村居民收入增速序列擬合分布有較粗的尾部，而城鎮(zhèn)居民收入增速序列擬合分布尾部較接近于正態(tài)分布。Jarque-Bera指標(biāo)是用于檢驗(yàn)序列是否服從正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量，JB統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的概率值越小，則越傾向于拒絕序列為正態(tài)分布的原假設(shè)。居民收入序列的JB統(tǒng)計(jì)量及其概率值表明，兩個(gè)序列都可認(rèn)為近似服從正態(tài)分布。

城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均實(shí)際消費(fèi)支出增速的標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.31%和4.87%，偏度分別為-0.8964和0.1480。通過(guò)這些數(shù)據(jù)可知，農(nóng)村居民消費(fèi)支出波動(dòng)性相對(duì)較大。偏度指標(biāo)顯示，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出增速左偏，農(nóng)村消費(fèi)支出增速輕微右偏。峰度統(tǒng)計(jì)量說(shuō)明，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出增速序列擬合分布有較大程度的厚尾特征。最后JB統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)傾向于認(rèn)為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增速序列擬合分布不同于正態(tài)分布。

（三）計(jì)量模型結(jié)果分析

根據(jù)前述消費(fèi)理論和計(jì)量模型的討論，表2報(bào)告了主要模型（6）的計(jì)量結(jié)果。由于城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民在收入以及影響消費(fèi)的其他因素方面有較大差異，我們分別對(duì)兩者做計(jì)量分析。計(jì)量模型（6）中解釋變量滯后階數(shù)的選擇，是根據(jù)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論與計(jì)量理論限定雙重約束下確定的。首先，由前述消費(fèi)理論的討論可知，假設(shè)居民對(duì)收入的預(yù)期是適應(yīng)性的，或者由于消費(fèi)慣性的存在，居民對(duì)消費(fèi)只能是部分調(diào)整的，在這些假設(shè)下，計(jì)量模型（6）中解釋變量被設(shè)定為滯后一階。其次，根據(jù)計(jì)量模型試驗(yàn)結(jié)果，在各種滯后階數(shù)模型中，選擇相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表現(xiàn)最好的模型。

表2中第一列為非線(xiàn)性自回歸分布滯后模型NARDL中的變量，變量含義與模型（6）中的一致。表2第二列報(bào)告了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型1A中變量的估計(jì)系數(shù)及其相關(guān)統(tǒng)計(jì)量。表2第三列括號(hào)中的數(shù)值，表示統(tǒng)計(jì)量估計(jì)值對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型選擇了自回歸分布滯后模型的形式，解釋變量中消費(fèi)因變量最大滯后一階，其他三個(gè)收入變量也是最多滯后一階。模型中變量滯后階數(shù)主要是通過(guò)赤池信息準(zhǔn)則（Akaike Information Criterion，AIC）選擇確定。AIC準(zhǔn)則和修正的決定系數(shù)Adj_R²類(lèi)似，兼顧了模型設(shè)置的簡(jiǎn)潔性和擬合的精確性。模型1A與其他形式的NARDL模型相比，AIC統(tǒng)計(jì)量最小，并且基本符合消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的理論約束。但模型1A中變量△X^-_t的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，并且系數(shù)為負(fù)值?！鱔^-_t的系數(shù)為負(fù)，其經(jīng)濟(jì)含義為臨時(shí)性收入減少導(dǎo)致消費(fèi)支出增加，這與經(jīng)濟(jì)理論相違背。故在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)模型1B中，變量△X^-_t被刪除。模型1B的修正決定系數(shù)Adj_R²和AIC統(tǒng)計(jì)量，與模型1A相比都有所改善。模型1B中各解釋變量系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著，并且具有經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。故模型1B為本文采用來(lái)分析城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)動(dòng)態(tài)影響的基本工具。農(nóng)村居民消費(fèi)模型的確定過(guò)程類(lèi)似于上述城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型的選擇過(guò)程。表2最后兩列中模型2給出了農(nóng)村居民消費(fèi)的計(jì)量結(jié)果。

表3城鎮(zhèn)居民消費(fèi)方程中，消費(fèi)對(duì)永久收入的邊際反應(yīng)系數(shù)大概是0.88，也即消費(fèi)增長(zhǎng)速度低于收入增長(zhǎng)速度，城鎮(zhèn)居民收入中一部分用于儲(chǔ)蓄并且其增長(zhǎng)較快。但在農(nóng)村居民消費(fèi)方程中，消費(fèi)對(duì)永久收入的邊際反應(yīng)系數(shù)大概是1.28，說(shuō)明在所考察的樣本期內(nèi)，農(nóng)村居民消費(fèi)增速對(duì)其收入增長(zhǎng)速度邊際反應(yīng)大于1。這可能說(shuō)明了改革開(kāi)放初期，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)處于較低的生存水平，之后隨著收入水平的提高，消費(fèi)快速增長(zhǎng)。需要注意的是，上面討論的兩個(gè)系數(shù)，是消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)收入增長(zhǎng)率的邊際反應(yīng)。如果要分析樣本期內(nèi)消費(fèi)對(duì)收入的平均反應(yīng)，必須考慮整個(gè)回歸方程，包括方程中的截距項(xiàng)。比如，假設(shè)永久性收入增長(zhǎng)率為7%（大致等于樣本期內(nèi)平均收入增長(zhǎng)率），臨時(shí)性收入增長(zhǎng)率為0，根據(jù)表3中方程的估計(jì)系數(shù)，城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)增長(zhǎng)率大約是7.00%（0.5298+10×0.8812），農(nóng)村居民平均消費(fèi)增長(zhǎng)率大約是7.59%（-1.3751+7×1.2814）?？紤]到臨時(shí)性收入影響的誤差，上述結(jié)果基本符合理論分析和預(yù)測(cè)的結(jié)果。

圖1給出了居民消費(fèi)對(duì)持久性收入變化的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程。假設(shè)居民消費(fèi)與收入在第0期保持在均衡水平上。首先考察城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變動(dòng)情況。假設(shè)持久性收入Y_t在當(dāng)期（圖中為第一期）增長(zhǎng)了1%，相對(duì)于第0期，城鎮(zhèn)居民在當(dāng)期即將消費(fèi)水平調(diào)整增加了約0.8%，第二期消費(fèi)支出增加了約0.88%。城鎮(zhèn)居民調(diào)整其消費(fèi)水平以適應(yīng)收入變化，但在第二期基本調(diào)整達(dá)到了新的長(zhǎng)期均衡水平。故受到持久性收入變動(dòng)的影響，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的調(diào)整幅度較大，調(diào)整速度比較快，在較短時(shí)間達(dá)到新的均衡水平。下面分析農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變動(dòng)情況。假設(shè)持久性收入Y_t在當(dāng)期增長(zhǎng)1%，相對(duì)于第0期，農(nóng)村居民在當(dāng)期只將消費(fèi)水平調(diào)整增加了約0.56%，第二期消費(fèi)支出增加了約0.72%，第三期消費(fèi)支出增加了約0.84%。根據(jù)表2中模型2的結(jié)果，持久性收入Y_t增長(zhǎng)1%，農(nóng)村居民消費(fèi)水平最終增長(zhǎng)1.28%后將達(dá)到新的均衡水平。從圖1中農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變化情況可知，受持久性收入變化的影響，農(nóng)村居民緩慢調(diào)整其消費(fèi)水平，消費(fèi)水平在15期之后才接近于新的均衡水平。故受到持久性收入變動(dòng)的影響，農(nóng)村居民消費(fèi)的調(diào)整幅度較小，調(diào)整速度比較慢，在較長(zhǎng)時(shí)間才會(huì)達(dá)到新的均衡水平。

圖2給出了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)臨時(shí)性收入變化的動(dòng)態(tài)非對(duì)稱(chēng)性反應(yīng)。假設(shè)在第0期，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入處于均衡水平，而在第一期臨時(shí)性收入發(fā)生了變化。如果在第一期臨時(shí)性收入水平增加了1%，相對(duì)于第0期，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在當(dāng)期即增加了約1.09%，第二期消費(fèi)增加了約0.99%。相對(duì)于第一期的消費(fèi)水平，第二期消費(fèi)水平反而有所下降。臨時(shí)性收入發(fā)生變化后，新的均衡消費(fèi)水平大約比原來(lái)增加0.98%。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在第三期已調(diào)整接近于新的均衡水平值。圖2上方實(shí)線(xiàn)表示消費(fèi)對(duì)臨時(shí)性收入增加1%的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程。圖2下方虛線(xiàn)表示在臨時(shí)性收入減少1%的影響下，消費(fèi)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程。如果在第一期臨時(shí)性收入水平減少了1%，城鎮(zhèn)居民在當(dāng)期沒(méi)有對(duì)消費(fèi)進(jìn)行調(diào)整，而是維持原水平不變。第二期城鎮(zhèn)居民才將消費(fèi)下調(diào)了0.83%，第三期消費(fèi)水平下調(diào)了0.92%，第三期的消費(fèi)水平已下調(diào)到接近于新的均衡消費(fèi)水平。

圖2中間實(shí)線(xiàn)表示消費(fèi)對(duì)正向和負(fù)向臨時(shí)性收入變動(dòng)反應(yīng)的差異值。受到不同方向的臨時(shí)性收入變動(dòng)的影響，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化呈現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)。臨時(shí)性收入增加，消費(fèi)立刻隨之增長(zhǎng)，甚至出現(xiàn)“超調(diào)”現(xiàn)象。這說(shuō)明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出可能存在流動(dòng)性約束。城鎮(zhèn)居民通過(guò)貸款融資來(lái)支持消費(fèi)支出受到限制。在流動(dòng)性約束下，只有當(dāng)收入增加時(shí)，居民才能擴(kuò)大消費(fèi)支出。如果臨時(shí)性收入下降，消費(fèi)并不隨之立刻下降，而是在一期之后才開(kāi)始下調(diào)消費(fèi)水平，并且下調(diào)幅度相對(duì)較小。導(dǎo)致上述消費(fèi)現(xiàn)象的原因可能有兩個(gè)。第一個(gè)原因是城鎮(zhèn)居民在當(dāng)期發(fā)現(xiàn)收入下降，但無(wú)法判斷收入是臨時(shí)性的變動(dòng)還是長(zhǎng)久性的改變，故在等待和觀(guān)察一期后再做消費(fèi)調(diào)整的決定。當(dāng)他們確認(rèn)收入變化是臨時(shí)性的，也即在長(zhǎng)期收入水平與變化趨勢(shì)不會(huì)發(fā)生根本變化，城鎮(zhèn)居民減少消費(fèi)支出的程度較小。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的第二個(gè)原因是，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在上調(diào)容易而下調(diào)難的棘輪效應(yīng)。圖2中間實(shí)線(xiàn)表示消費(fèi)對(duì)不同方向臨時(shí)性收入變動(dòng)反應(yīng)的差異值，其上下兩條虛線(xiàn)分別表示95%置信區(qū)間的上下限值。消費(fèi)反應(yīng)的差異值在前兩期其置信區(qū)間的下限大于0，但從第三期開(kāi)始，其置信區(qū)間包括0。故城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)正負(fù)向臨時(shí)性收入變動(dòng)的非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)在短期內(nèi)表現(xiàn)顯著，但在長(zhǎng)期這種非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)表現(xiàn)不明顯。

圖3給出了農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)臨時(shí)性收入變化的動(dòng)態(tài)非對(duì)稱(chēng)性反應(yīng)過(guò)程。假設(shè)消費(fèi)與收入在第0期處于長(zhǎng)期均衡關(guān)系水平，而到第一期臨時(shí)性收入發(fā)生了變化。圖3上方實(shí)線(xiàn)表示臨時(shí)性收入增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)的反應(yīng)過(guò)程。相對(duì)于第0期，臨時(shí)性收入在第一期增加了1%，農(nóng)村居民消費(fèi)在當(dāng)期增長(zhǎng)了約0.74%，在第二期增加了約1.41%。消費(fèi)隨后繼續(xù)保持緩慢增長(zhǎng)，直到第10期才逐漸上調(diào)接近于新的均衡水平。臨時(shí)性收入增長(zhǎng)1%，新的均衡水平上消費(fèi)最終約增長(zhǎng)3.77%。圖3下方虛線(xiàn)表示臨時(shí)性收入減少1%，農(nóng)村居民消費(fèi)的反應(yīng)過(guò)程。臨時(shí)性收入在第一期減少了1%，農(nóng)村居民消費(fèi)在當(dāng)期減少了約1.11%，在第二期減少了約1.92%。消費(fèi)隨后繼續(xù)保持緩慢減少，直到第10期才逐漸下調(diào)接近于新的均衡水平。臨時(shí)性收入減少1%，新的均衡水平上消費(fèi)最終約減少4.79%。由上述分析可知，農(nóng)村居民對(duì)臨時(shí)性收入變化的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程類(lèi)似，消費(fèi)對(duì)收入變動(dòng)的調(diào)整幅度小、調(diào)整速度慢，經(jīng)過(guò)較長(zhǎng)時(shí)期才逐漸調(diào)整接近于新的均衡水平。

農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)臨時(shí)性收入變化的反應(yīng)存在顯著的非對(duì)稱(chēng)性差異。圖3中間實(shí)線(xiàn)表示正向與負(fù)向臨時(shí)性收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)影響的差異值，其上下兩條虛線(xiàn)表示95%置信區(qū)間的上下限。消費(fèi)反應(yīng)的差異值從第一期開(kāi)始一直顯著小于0，從第10期以后，差異值逐漸穩(wěn)定在-1.01%附近。這說(shuō)明農(nóng)村居民對(duì)臨時(shí)性收入的負(fù)向變動(dòng)反應(yīng)程度較大。根據(jù)前文對(duì)消費(fèi)理論的分析可知，我國(guó)農(nóng)村居民可能將收入變化視為收入的不確定性，或者理解為收入風(fēng)險(xiǎn)。臨時(shí)性收入增加，雖然是收入風(fēng)險(xiǎn)出現(xiàn)了有利的一面，但居民仍緩慢上調(diào)其消費(fèi)水平，預(yù)防未來(lái)收入的不確定性。臨時(shí)性收入減少，收入風(fēng)險(xiǎn)出現(xiàn)了不利的一面，農(nóng)村居民緩慢下調(diào)其消費(fèi)水平，并且在長(zhǎng)期其下調(diào)幅度相對(duì)較大，以應(yīng)對(duì)未來(lái)可能再次出現(xiàn)收入減少的不利風(fēng)險(xiǎn)。這種消費(fèi)的不對(duì)稱(chēng)性反應(yīng)也符合行為金融理論對(duì)消費(fèi)者行為的描述。一般情況下人們對(duì)損失和獲得的敏感程度是不同的，損失時(shí)的痛苦感要顯著超過(guò)獲得時(shí)的快樂(lè)感。我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)行為符合上述特征，即在收入增加時(shí)消費(fèi)增長(zhǎng)的變化程度較小，而在收入減少時(shí)消費(fèi)減少的變化程度相對(duì)更大。

四 研究結(jié)論

文章基于我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)40年的宏觀(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用非線(xiàn)性自回歸分布滯后模型，分別研究了城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)收入變化的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程。為研究預(yù)期到的穩(wěn)定性收入與未預(yù)期到的臨時(shí)性收入對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)，我們將居民收入分解為臨時(shí)性成分和持久性成分。NARDL模型可對(duì)消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行計(jì)量研究，并且可分析收入對(duì)消費(fèi)影響的非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)?；诔擎?zhèn)組和農(nóng)村組模型估計(jì)的結(jié)果，我們分別對(duì)兩組居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)變化的基本原因進(jìn)行了探討和分析。

基于非線(xiàn)性自回歸分布滯后模型的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民在短期內(nèi)臨時(shí)性收入對(duì)消費(fèi)的影響存在不對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)，消費(fèi)對(duì)正向臨時(shí)性收入變化的反應(yīng)較大，而對(duì)負(fù)向臨時(shí)性收入變化的反應(yīng)延遲且程度較小，持久性收入對(duì)消費(fèi)的影響系數(shù)顯著為正。在長(zhǎng)期，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)收入的不對(duì)稱(chēng)性反應(yīng)不顯著。上述結(jié)果可能是因?yàn)槌擎?zhèn)居民消費(fèi)融資存在流動(dòng)性約束造成的現(xiàn)象。長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)持續(xù)且穩(wěn)定。根據(jù)消費(fèi)的持久收入理論，居民在其生命周期內(nèi)根據(jù)其總財(cái)富來(lái)決定每一期的消費(fèi)支出。因現(xiàn)期的收入水平不足以支持最優(yōu)的消費(fèi)支出，居民最理想的辦法是從金融市場(chǎng)融資來(lái)增加消費(fèi)。由于我國(guó)金融制度和市場(chǎng)發(fā)展的相對(duì)滯后，居民存在流動(dòng)性約束，無(wú)法或不能完全通過(guò)金融市場(chǎng)融資以增加消費(fèi)。這樣城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的變化主要取決于收入的變化，并且在預(yù)期收入快速穩(wěn)定增長(zhǎng)的前提下，城鎮(zhèn)居民在收入上漲時(shí)傾向于更大幅度上調(diào)消費(fèi);而在收入下降時(shí)消費(fèi)下調(diào)的程度相對(duì)較小，這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)居民具有較強(qiáng)的消費(fèi)棘輪效應(yīng)。

基于農(nóng)村居民相關(guān)數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果顯示，短期內(nèi)臨時(shí)性收入上漲促進(jìn)消費(fèi)上升的程度，小于其下降使消費(fèi)減少的程度，雖然這一結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著。但在長(zhǎng)期，正負(fù)向臨時(shí)性收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響存在顯著的非對(duì)稱(chēng)性。農(nóng)村居民在收入上漲時(shí)增加消費(fèi)的程度相對(duì)較小，而在收入下降時(shí)減少消費(fèi)的程度較大。持久性收入變化對(duì)消費(fèi)的影響系數(shù)顯著為正數(shù)。上述消費(fèi)模型的估計(jì)結(jié)果可能是我國(guó)農(nóng)村居民規(guī)避收入不確定性的風(fēng)險(xiǎn)厭惡行為造成的。由前文消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)報(bào)告可知，農(nóng)村居民可支配收入的標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)較大，并且序列呈現(xiàn)較大程度的左偏和厚尾特征。改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入在農(nóng)民總收入中占比逐漸減少，而占比逐步上升的工資性收入與其他經(jīng)營(yíng)性收入的穩(wěn)定性較差，故我國(guó)農(nóng)村居民收入的不確定性較大。另一方面，我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障制度發(fā)展相對(duì)滯后，這些事實(shí)都使得農(nóng)村居民更加關(guān)注和規(guī)避收入風(fēng)險(xiǎn)。為預(yù)防未來(lái)收入的不確定性，農(nóng)村居民在收入上升時(shí)增加消費(fèi)的程度較小，而在收入下降時(shí)較大幅度減少消費(fèi)來(lái)增加預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，以應(yīng)對(duì)未來(lái)可能還會(huì)存在的收入下降風(fēng)險(xiǎn)。

本文運(yùn)用非線(xiàn)性自回歸分布滯后模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，并探討分析了導(dǎo)致消費(fèi)非對(duì)稱(chēng)性動(dòng)態(tài)變化的基本原因。文章的經(jīng)驗(yàn)研究有助于從理論上發(fā)現(xiàn)和認(rèn)識(shí)我國(guó)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)演變過(guò)程及其原因，也對(duì)政府等相關(guān)部門(mén)制定消費(fèi)的相關(guān)政策提供了參考。本文的后繼研究，可利用微觀(guān)家庭調(diào)研數(shù)據(jù)，更進(jìn)一步分析和檢驗(yàn)各種因素對(duì)消費(fèi)的作用機(jī)制和影響效應(yīng)，從而明確消費(fèi)受到收入等因素影響而變化的基本原因。

【責(zé)任編輯 吳應(yīng)望】