城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)支出的影響研究——基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證分析

童百利，楊賢傳，李國(guó)安

(銅陵職業(yè)技術(shù)學(xué)院 管理系，安徽 銅陵244000)

進(jìn)入新世紀(jì)后，銅陵市城鎮(zhèn)居民生活水平得到顯著提高，一方面表現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大幅度增加，另一方面表現(xiàn)在人均消費(fèi)支出上也有了明顯增長(zhǎng)。銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在2000年為5592元，2006年首次突破萬元大關(guān)達(dá)到11280元，2010年更是達(dá)到18690元，從2000年到2010年，年均增長(zhǎng)達(dá)到12.82%。與此同時(shí)，銅陵市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出在2000年為4486元，2009年突破萬元大關(guān)達(dá)到10114元，2010年為12877元，從2000年到2010年，年均增長(zhǎng)達(dá)到11.12%。由于居民消費(fèi)支出在最終消費(fèi)中占主導(dǎo)地位，是總需求的最大組成部分，直接刺激經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而消費(fèi)水平的高低影響因素有很多，但主要取決于居民個(gè)人可支配收入的高低。因此，研究銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)支出的影響，對(duì)促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式有著非常重要的意義。本文擬通過構(gòu)建凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型，運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型，實(shí)證分析銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出的短期和長(zhǎng)期關(guān)系。

1 凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論

消費(fèi)函數(shù)的概念最早由凱恩斯在其《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出，凱恩斯根據(jù)自己的經(jīng)驗(yàn)和觀察做出了有關(guān)消費(fèi)函數(shù)的3個(gè)假說。首先是邊際消費(fèi)傾向假說。凱恩斯認(rèn)為，當(dāng)收入增加時(shí)，人們會(huì)增加消費(fèi)，但增加量不會(huì)像收入那么多，即人們?cè)谠黾?美元收入時(shí)用于消費(fèi)的數(shù)額在0到1之間;其次是平均消費(fèi)傾向假說。凱恩斯認(rèn)為，儲(chǔ)蓄是一種奢侈品，富人的收入中用于儲(chǔ)蓄的比例要高于窮人，因此隨著收入的增加，人們的平均消費(fèi)傾向會(huì)下降;最后是消費(fèi)由現(xiàn)期收入決定假說。雖然古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，利率在消費(fèi)中起著重要的作用，較高的利率會(huì)增加儲(chǔ)蓄，從而會(huì)抑制消費(fèi)，但凱恩斯認(rèn)為，利率對(duì)給定個(gè)人收入中的支出的短期影響是第二位和較不重要的影響因素，消費(fèi)主要是由現(xiàn)期收入決定的。如果用C表示消費(fèi)，Y表示收入，上面3個(gè)假說可以表示為:

滿足上面3個(gè)假說，最簡(jiǎn)單的消費(fèi)函數(shù)為:C=C-+βY，C-＞0，0＜β＜1，其中C-表示自發(fā)性消費(fèi)，為基本最低消費(fèi)支出，不隨收入的變化而變動(dòng);β為邊際消費(fèi)傾向。

2 實(shí)證分析

2.1 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)處理

根據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出模型:

其中，C為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，α為常數(shù)，β為邊際消費(fèi)傾向，Y為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列可能呈指數(shù)趨勢(shì)增長(zhǎng)，為了將指數(shù)趨勢(shì)轉(zhuǎn)換為線性趨勢(shì)，同時(shí)也為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，對(duì)變量C和Y分別取自然對(duì)數(shù)，取對(duì)數(shù)后的變量分別為L(zhǎng)N C和LN Y。數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1990-2010年，數(shù)據(jù)來源為2010年銅陵市統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)(見表1)。

表1 銅陵市1990－2010年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出

應(yīng)用經(jīng)典回歸模型分析方法進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)的前提條件是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的，而對(duì)于非平穩(wěn)變量則不能使用經(jīng)典回歸模型，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的問題。由于本文采用的時(shí)間序列可能存在非平穩(wěn)性，因此需要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性，若為平穩(wěn)變量，再檢驗(yàn)這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如存在協(xié)整關(guān)系則證明變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。同時(shí)在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型，以分析變量之間的短期關(guān)系。

2.2 變量的單位根檢驗(yàn)

Engle-Granger基于殘差的ADF檢驗(yàn)是單位根檢驗(yàn)最常用的檢驗(yàn)方法，其中最優(yōu)滯后期，選取標(biāo)準(zhǔn)為保證殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下，同時(shí)采用AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則，在二者值同時(shí)為最小時(shí)的滯后長(zhǎng)度為最佳長(zhǎng)度。利用變量的時(shí)序圖觀察，如果序列好像包含有趨勢(shì)(確定的或隨機(jī)的)，序列回歸中應(yīng)既有常數(shù)項(xiàng)又有趨勢(shì)項(xiàng);如果序列沒有表現(xiàn)任何趨勢(shì)且有非零均值，回歸中應(yīng)僅有常數(shù)項(xiàng);如果序列在零均值波動(dòng)，檢驗(yàn)回歸中應(yīng)既不含有常數(shù)項(xiàng)又不含有趨勢(shì)項(xiàng)。

LN C和LN Y的變化趨勢(shì)見圖1，從圖1中可以看出，LN C和LN Y具有相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，二者的變動(dòng)方向比較一致，而且都表現(xiàn)出不平穩(wěn)的特性。一階差分DLN C和DLN Y兩個(gè)變量的時(shí)間序列變化趨勢(shì)(見圖2)變得相對(duì)比較平穩(wěn)，但是否平穩(wěn)還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)，利用Eviews5.0對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

圖1 LN C和LN Y的時(shí)間序列變化趨勢(shì)

圖2 DLN C和DLN Y的時(shí)間序列變化趨勢(shì)

2.2.1 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出(LN C)的單位根檢驗(yàn)

LN C序列的水平ADF檢驗(yàn)、一階差分ADF檢驗(yàn)和二階差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2中可知，LN C在5%的顯著水平上不平穩(wěn)，其一階差分序列在5%的顯著水平上也不平穩(wěn)，而其二階差分序列在1%的顯著水平上是平穩(wěn)的，即LN C～I(xiàn)(2)。

業(yè)內(nèi)有多種凍雨積冰數(shù)學(xué)模型，其中認(rèn)可度最高的是Jones模型[14]，諸多學(xué)者都對(duì)Jones模型進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證[15-16]。這里也基于Jones提出的凍雨積冰數(shù)學(xué)模型來進(jìn)行研究，如式(1)所示。

表2 LN C序列的水平ADF檢驗(yàn)、一階差分ADF檢驗(yàn)和二階差分ADF檢驗(yàn)表

2.2.2 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(LN Y)的單位根檢驗(yàn)

LN Y序列的水平ADF檢驗(yàn)、一階差分ADF檢驗(yàn)和二階差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3中可知，LN Y原序列在5%的顯著水平上是平穩(wěn)的，一階差分在5%的顯著水平上為不平穩(wěn)，而其二階差分在5%顯著水平上又為平穩(wěn)，但從前面LN Y的變化趨勢(shì)圖可以看出，LN Y原序列明顯不具有平穩(wěn)性，所以為了進(jìn)一步驗(yàn)證LN Y的平穩(wěn)性，再利用PP法檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。DeJong等(1992)指出，PP檢驗(yàn)相比ADF檢驗(yàn)對(duì)殘差的序列相關(guān)性和隨時(shí)間變化異方差的假設(shè)條件較少，因而PP檢驗(yàn)的可靠性更高①關(guān)于這一問題的詳細(xì)討論參見:DeJong等，“Integration Versus Trend Stationary in Time Series”，Econometrica，1992，60(2):423-433。。所以再利用PP檢驗(yàn)對(duì)LN Y進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。結(jié)合LN Y的圖形及對(duì)其ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)結(jié)果，可以知道LN Y為二階平穩(wěn)，即LN Y～I(xiàn)(2)。

表3 LNY序列的水平ADF檢驗(yàn)、一階差分ADF檢驗(yàn)和二階差分ADF檢驗(yàn)表

表4 LN Y序列的水平PP檢驗(yàn)、一階差分PP檢驗(yàn)和二階差分PP檢驗(yàn)表

2.3 長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

通過上述檢驗(yàn)分析可知，兩變量時(shí)間序列均為二階單整，即LN C～I(xiàn)(2)和LN Y～I(xiàn)(2)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，所以可考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)主要有Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗(yàn)法，其中Engle-Granger兩步法主要適用于兩個(gè)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，而Johansen檢驗(yàn)法主要適用于多個(gè)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)。考慮到在此主要研究銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入LN Y和人均消費(fèi)支出LN C兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，所以采用EG兩步法對(duì)LN C和LN Y變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

第一步，估計(jì)LN C和LN Y的回歸方程，其回歸模型為:LN Ct=α+βLN Yt+ut，利用Eviews5.0，運(yùn)用普通最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到如下協(xié)整回歸方程:

LN Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt(3.3258)(53.6329)

R2=0.9934 ADR2=0.9931 DW=1.2666 F=2876.49

由于DW=1.2666，所以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性，選擇拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)方法，殘差滯后期為2，檢驗(yàn)結(jié)果為F，統(tǒng)計(jì)量為1.715323，P值為0.209613，R2為3.526250，P值為0.171508，從檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型不存在自相關(guān)現(xiàn)象。

表5 殘差序列的水平ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)表

從表5檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差序列是平穩(wěn)的，但由于我們無法獲得真正的μt序列，所以在單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，使用了殘差序列來代替真正的隨機(jī)干擾項(xiàng)。也正因?yàn)榇耍词拐嬲臄_動(dòng)項(xiàng)是非平穩(wěn)的，通過OLS回歸模型而得到的殘差序列，對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果一般也更傾向于平穩(wěn)序列。其本質(zhì)的原因在于運(yùn)用OLS回歸模型時(shí)，由于使用“方差最小”的原則，可能會(huì)欺騙性地給出具有較小方差的殘差序列。因此在ADF檢驗(yàn)過程中必須考慮到這一點(diǎn)①Davidson and Mackinnon(1993)和Enders(2004)對(duì)這個(gè)問題都進(jìn)行了較為透徹的解釋。，所以根據(jù)Davidson and MacKinnon(1993)和Enders(2004)的文獻(xiàn)，歸納了應(yīng)該在檢驗(yàn)中使用正確的臨界值。此處通過變量個(gè)數(shù)和樣本大小查找相應(yīng)Davidson和MacKinnon給出的正確臨界值，判斷其殘差序列也是平穩(wěn)的。所以，可以證明LN C和LN Y之間存在協(xié)整關(guān)系，即銅陵市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，其長(zhǎng)期關(guān)系為L(zhǎng)N Ct=0.4898+0.9089LN Yt+μt，長(zhǎng)期中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1%時(shí)，其人均消費(fèi)支出就增加0.91%，可以說明二者之間存在高度的相關(guān)性，銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)支出的影響巨大。

2.4 誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)主要考察變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)可能會(huì)出現(xiàn)偏離均衡位置的情況，因此利用上述協(xié)整回歸模型中的殘差項(xiàng)作為均衡誤差項(xiàng)，把城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入的長(zhǎng)期關(guān)系和短期關(guān)系聯(lián)系起來，用均衡誤差對(duì)模型進(jìn)行修正，建立誤差修正模型(ECM)即

ΔLN Yt和ECMt-1在1%下是顯著的，但常數(shù)項(xiàng)只在10%下顯著，該模型說明了短期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1%時(shí)，其人均消費(fèi)支出就增加0.64%。

通過銅陵市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入的長(zhǎng)期協(xié)整模型和短期誤差修正模型的分析，可以清楚地看到，長(zhǎng)期內(nèi)人均可支配收入每增加1%時(shí)人均消費(fèi)支出增加0.91%;短期內(nèi)人均可支配收入每增加1%時(shí)人均消費(fèi)支出增加0.63%。可見，銅陵市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)其人均消費(fèi)支出的重要影響，而消費(fèi)又是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的主要?jiǎng)恿Γ虼?，想要轉(zhuǎn)變地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，從根本上必須要提高城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入。

3 政策建議

提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，首先，要建立完善的勞動(dòng)報(bào)酬形成機(jī)制，大幅度提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。通過對(duì)銅陵市初次分配的研究表明，目前居民收入水平不高，最主要的原因是在初次分配環(huán)節(jié)中，來自于企業(yè)的營(yíng)業(yè)盈余和政府的生產(chǎn)稅凈額的增長(zhǎng)速度大幅度高于勞動(dòng)者報(bào)酬的增長(zhǎng)速度。而且，在初次分配中出現(xiàn)的這種不均衡很難在再次分配環(huán)節(jié)中得到調(diào)整。因此，建議可以通過加大力度提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，建立工資正常增長(zhǎng)和政府補(bǔ)貼機(jī)制，建立企業(yè)、工會(huì)和政府三方的工資集體協(xié)商制度等措施來提高居民在初次分配中勞動(dòng)者報(bào)酬所占的比重。其次，在再分配環(huán)節(jié)中，要通過縮小城鎮(zhèn)居民內(nèi)部之間、城鄉(xiāng)之間、行業(yè)之間的收入差距，增加政府財(cái)政在公共產(chǎn)品領(lǐng)域的支出，改善社會(huì)保障和社會(huì)福利體系，增加政府的轉(zhuǎn)移支付等措施來提高居民在再分配環(huán)節(jié)中的收入。只有城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加，才能促進(jìn)居民的人均消費(fèi)支出，才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，才能最終調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)。

［1］遲福林.破題收入分配改革［M］.北京:中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2011.

［2］N·格里高利·曼昆.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.5版.北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2005.

［3］張曉峒.EVIEWS使用指南與案例［M］.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2007.

［4］李稻葵，何夢(mèng)杰，劉霖林.我國(guó)現(xiàn)階段初次分配中勞動(dòng)收入下降分析［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010(2):13-19.

［5］黃泰巖.初次分配制度變動(dòng)的發(fā)展方式解釋［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2009(6):55-58.

［6］DeJong.Integration Versus Trend Stationary in Time Series［J］.Econometrica，1999，60(2):423-433.

［7］Davidson R，J MacKinnon.Estimation and Inference in Econometrics［M］.NewYork and London:Oxford University Press，1993.