我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的協(xié)整研究及政策建議

徐 強(qiáng)

（安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮南 232001）

由于消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，并且一般要占到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的三分之二以上，消費(fèi)始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要內(nèi)容。當(dāng)前對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，由于受到國(guó)際和國(guó)內(nèi)的影響，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情況是：一是最終消費(fèi)支出占GDP的比重在1978年為62.1%、1980年65.5%、1990年為62.5%、2000年為62.3%和2010年為47.4%；二是同期最終消費(fèi)支出對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)分別是：39.4%和4.6%、71.8%和5.6%、47.8%和1.8%、63.8%和5.4%、36.8%和3.8%；三是同期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出占最終消費(fèi)支出的比重分別是29.79%、30.61%、39.41%、49.91%和54.75%。四是另?yè)?jù)統(tǒng)計(jì)資料顯示，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向也有逐步下降的趨勢(shì)，2010年中國(guó)城鎮(zhèn)人口占到總?cè)丝诒戎氐?9.95%。最終消費(fèi)支出比重偏低、貢獻(xiàn)率不高、拉動(dòng)作用不強(qiáng)和居民消費(fèi)需求不振等諸多問(wèn)題將長(zhǎng)期伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。中共中央《關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十二個(gè)五年規(guī)劃的建議》中指出：要著力破解制約擴(kuò)大內(nèi)需的體制機(jī)制障礙，加快形成消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新局面；要把擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點(diǎn)，進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力，逐步使我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)總體規(guī)模位居世界前列。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求對(duì)居民消費(fèi)支出、進(jìn)而對(duì)最終消費(fèi)水平有著重要的影響，由此可見(jiàn)研究我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為，不僅有重要的現(xiàn)實(shí)意義，而且有深遠(yuǎn)的理論意義。

目前研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問(wèn)題的文獻(xiàn)較多，大致基本上是從三個(gè)層面展開(kāi)研究的：一是全國(guó)城鄉(xiāng)居民對(duì)比的視角，主要有孫慧鈞（2004）［1］、楊冬梅（2006）［2］、張啟春，馮曉莉（2007）［3］、潘文軒（2010）［4］等；二是全國(guó)城鎮(zhèn)居民的獨(dú)立視角，主要有張繼海，臧旭恒 （2005）［5］、田青 （2008）［6］等；三是分省及其以下的視角，主要有謝昌浩，阮萍（2004）［7］、呂潔 （2005） 等［8-9］。以上的研究歸結(jié)起來(lái)，主要由兩個(gè)問(wèn)題：一是樣本數(shù)據(jù)較少，研究結(jié)論的可靠性值得商榷；二是計(jì)量研究缺乏一定的統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)。本文的最大創(chuàng)新點(diǎn)是解決了研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為問(wèn)題的模型形式選擇單一的問(wèn)題。

一、研究方案的設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本數(shù)據(jù)取自1978—2010年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》［10］和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2011》［11］。分別以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（uhi）和人均生活費(fèi)支出（uhc）反映城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)水平，并用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1978年=100）對(duì)uhi與uhc數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，同時(shí)對(duì)實(shí)際城鎮(zhèn)居民可支配收入和人均消費(fèi)支出分別取對(duì)數(shù)，記作luhi和luhc。

（二）理論依據(jù)

居民的消費(fèi)行為通常用消費(fèi)函數(shù)來(lái)描述，不同的消費(fèi)函數(shù)均是從消費(fèi)與收入的關(guān)系來(lái)展開(kāi)探索的。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家們基于各種不同的消費(fèi)理論假設(shè)，創(chuàng)建了多種消費(fèi)函數(shù)［12］，如凱恩斯（J.M.Keynes）的絕對(duì)收入假說(shuō)、弗里得曼（M.Fuied?man）的持久收入假說(shuō)、莫迪里安尼（F.Modigliani）的生命周期假說(shuō)和杜森貝里（J.S.Duesenbeuuy）的相對(duì)收入假說(shuō)等等。以上的理論假說(shuō)最后都?xì)w結(jié)到收入是決定消費(fèi)的最主要因素，探討收入與消費(fèi)是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，以及收入對(duì)消費(fèi)的影響成了研究的關(guān)鍵問(wèn)題。目前，可以說(shuō)西方完整的消費(fèi)函數(shù)理論體系是我國(guó)學(xué)者們對(duì)居民消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證研究的理論基礎(chǔ)。

（三）研究的思路與方法

第一，分別構(gòu)建描述城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的消費(fèi)與收入關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型。利用excel2003和eviews分別進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和回歸分析［13］，估計(jì)出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型的參數(shù)值，并對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。第二，進(jìn)行協(xié)整與誤差修正模型分析。格蘭杰定理［14］認(rèn)為如果變量間是協(xié)整的，則它們存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且它們間的短期非均衡關(guān)系總能夠由一個(gè)誤差修正模型表述。將依據(jù)協(xié)整理論，結(jié)合實(shí)證分析的情況調(diào)整模型的設(shè)定形式，以便更好地模擬城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為。第三，提出有關(guān)結(jié)論和可能的政策選擇建議。

二、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究

（一）統(tǒng)計(jì)描述

由圖1可知，隨著居民人均可支配收入的不斷提高，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出水平也有較大幅度的提示。就城鎮(zhèn)居民可支配收入來(lái)說(shuō)，名義量從343.4元逐年遞增至19109.44元，32年間漲了55.6倍，增加了18766元，年均增長(zhǎng)率為170.77%；扣除價(jià)格水平上漲后，居民可支配收入實(shí)際量從133.57元逐年遞增至3315.88元，32年間增漲了9.66倍，增加了2972.48元，年均增長(zhǎng)率為27.055%。就城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出來(lái)說(shuō)，名義量從311.16元逐年遞增至13471.45元，32年間漲了43.29倍，增加了13160.29元，年均增長(zhǎng)率為132.17%；扣除價(jià)格水平上漲后，居民消費(fèi)支出實(shí)際量從311.16元逐年遞增至2337.58元，32年間增漲了7.51倍，增加了2026.42元，年均增長(zhǎng)率為20.35%。又據(jù)筆者計(jì)算，同期GDP與人均GDP的變化情況是：名義量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至403259.96億元和29991.82元，32年間分別漲了110.63和78.67倍，分別增加了399614.74億元和29610.59元，年均增長(zhǎng)率分別為342.58%和242.72%；扣除價(jià)格水平上漲后，GDP與人均GDP的實(shí)際量分別從3645.22億元和381.23元逐年遞增至75049.99億元和5610.35元，32年間分別漲了20.59和14.72倍，分別增加了71404.77億元和5229.12元，年均增長(zhǎng)率分別為61.21%和42.86%。因此，無(wú)論是從增長(zhǎng)的幅度、增加的程度，還是發(fā)展的速度來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民的可支配收入都無(wú)法GDP與人均GDP相提并論?；蛟S可以這樣說(shuō)，雖然居民的收入水平在增長(zhǎng)，但相對(duì)于改革開(kāi)放的初期，居民的相對(duì)福利水平卻變差了，也就是說(shuō)相對(duì)于GDP與人均GDP的增長(zhǎng)的幅度、增加的程度，還是發(fā)展的速度來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民的收入水平雖然有增長(zhǎng)，但收入是低的、增長(zhǎng)的卻是慢的。

觀察城鎮(zhèn)居民消費(fèi)—收入散點(diǎn)圖圖1，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)與收入間的關(guān)系基本上穩(wěn)定地呈線性變化。對(duì)消費(fèi)傾向的統(tǒng)計(jì)分析又發(fā)現(xiàn)，短期平均消費(fèi)傾向apc從1978—1988年表現(xiàn)變化較為平穩(wěn)，1998年達(dá)到最高值0.9354以后的年份呈較緩慢下降的趨勢(shì)，即1989—2010年的消費(fèi)傾向一直在下降，變化不大。而短期邊際消費(fèi)傾向mpc波動(dòng)劇烈：1989年最低時(shí)達(dá)-48.98，1985年最高時(shí)為5.098，另外還有1981年、1983年和1995年等三年的值分別都大于1。此外，在1978—2010年間的長(zhǎng)期平均消費(fèi)傾向和長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向分別為0.7821和0.7811。

圖1 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入的關(guān)系（1978—2010年）

（二）協(xié)整研究

1.單位根檢驗(yàn)

采用ADF［15］方法檢驗(yàn)，對(duì)兩隊(duì)四組變量及其差分序列進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以保證后續(xù)研究的科學(xué)性。本部分實(shí)證分析均運(yùn)用Eviews6.0軟件［16］，滯后階數(shù)采用SIC準(zhǔn)則自動(dòng)確定（最大滯后階數(shù)設(shè)定為7），ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，經(jīng)過(guò)二階差分后的uhc和uhi序列ADF檢驗(yàn)值均小于1%、5%和10%顯著水平下臨界值，luhc和luhi序列經(jīng)過(guò)一階差分后的ADF檢驗(yàn)值也均小于1%顯著水平下臨界值；原序列uhc、uhi及其一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值卻均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值，luhc、luhi原序列的ADF檢驗(yàn)值也均大于1%、5%和10%顯著水平下臨界值。這說(shuō)明四個(gè)原序列、以及uhc和uhi的一階差分序列都是非平穩(wěn)時(shí)間序列，但消費(fèi)和收入的二階差分序列、以及消費(fèi)對(duì)數(shù)和收入對(duì)數(shù)的一階差分序列都是平穩(wěn)時(shí)間序列，即消費(fèi)、收入、消費(fèi)對(duì)數(shù)和收入對(duì)數(shù)序列都不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，而分別是二階單整序列和一階單整序列，可記為：uhct～I(xiàn)（2）、uhit～I(xiàn)（2）、luhct～I(xiàn)（1）和luhit～I(xiàn)（1）。

2.協(xié)整分析

（1）模型構(gòu)建。經(jīng)初步反復(fù)試驗(yàn)后可以建立如下消費(fèi)—收入的回歸模型，具體模型分別為：

其中：β0、δ0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2和β3分別為uhit、uhct-1和uhit-1的系數(shù)；δ1、δ2為luhit和luhit-1的系數(shù)；uhc為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出；uhi為人均可支配收入；luhc為消費(fèi)支出取對(duì)數(shù)后的值；luhi為可支配收入取對(duì)數(shù)后的值；ε、ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)用協(xié)整回歸法可分別估計(jì)出如下方程：

從回歸結(jié)果（3）和（4）式可以看出，兩式中各個(gè)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于5%顯著水平下的臨界值，說(shuō)明所選擇的解釋變量都很顯著；F值很大也表明模型較顯著；調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá)到0.998以上，模型擬合很好；經(jīng)偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，也不存在自相關(guān)；又經(jīng)ARCH檢驗(yàn)，兩式也不存在異方差，因此說(shuō)明建立的消費(fèi)—收入關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型（3）、（4）式都能通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，模型的解釋能力非常強(qiáng)。

由（3）式可知，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出不僅僅受當(dāng)期收入的影響，而且還受前期消費(fèi)和前期收入的共同影響。具體來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入本期增加100元，會(huì)使本期消費(fèi)增加約66.15元。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)還存在“棘輪效應(yīng)”，表現(xiàn)為上期消費(fèi)水平對(duì)本期消費(fèi)支出有強(qiáng)烈的消費(fèi)示范性：前一期消費(fèi)增加100元，會(huì)使本期消費(fèi)增加77.5元。也就是說(shuō)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不能擺脫過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣，即使當(dāng)期收入水平下降了，但輕易不隨收入的降低而減少消費(fèi)，而易于隨收入的提高增加消費(fèi)。這或許也反映了現(xiàn)在廣大城鎮(zhèn)居民迫切想提高消費(fèi)水平，追求美好生活的良好愿望。前期收入水平與當(dāng)期消費(fèi)顯著地負(fù)相關(guān)，即當(dāng)城鎮(zhèn)居民前期收入提高100元時(shí)，反而會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民現(xiàn)期消費(fèi)起約51.2元的制約作用。這點(diǎn)可能是受幾千年來(lái)的古訓(xùn)“積谷防饑，養(yǎng)子防老”的影響，居民形成的節(jié)儉美德體現(xiàn)；也可能是隨著改革的深入，特別是醫(yī)療、住房、教育和社會(huì)保障制度等等的深化改革，導(dǎo)致收入預(yù)期不穩(wěn)定，有錢也要省著花。自發(fā)消費(fèi)約為33.96元，雖然是水平偏低些，卻較符合經(jīng)濟(jì)含義。

由（4）式可知，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出對(duì)數(shù)不僅僅受當(dāng)期收入對(duì)數(shù)的影響，而且還受前期收入的影響。當(dāng)本期收入增長(zhǎng)1%，會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)0.5719%；當(dāng)前期收入增長(zhǎng)1%，會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)0.3111%。也就是說(shuō)，消費(fèi)收入的長(zhǎng)期彈性為0.883，是缺乏彈性的。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)。將運(yùn)用EG檢驗(yàn)法［17］（Engle—Grange檢驗(yàn)）來(lái)檢驗(yàn)消費(fèi)與收入、消費(fèi)對(duì)數(shù)與收入對(duì)數(shù)變量之間的協(xié)整性。分別從（3）和（4）式得到殘差序列εt與ξt的線性組合方程，并運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)序列εt與ξt分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從檢驗(yàn)結(jié)果表2可以看出，兩式中得到殘差序列εt與ξt的ADF值都小于5%和10%顯著性水平的臨界值，于是可以判定兩殘差序列εt與ξt都是平穩(wěn)序列，即：εt～I(xiàn)（0）與ξt～I(xiàn)（0）。結(jié)合前文得出的結(jié)論：uhct～I(xiàn)（2）、uhit～I(xiàn)（2）、luhct～I(xiàn)（1）和 luhit～I(xiàn)（1），可以得出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與可支配收入之間具有協(xié)整性，二者之間的確存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即：uhit，uhct～CI（2，2）和luhit，luhct～CI（1，1）。最終構(gòu)建出反映消費(fèi)與收入之間關(guān)系的線性模型和對(duì)數(shù)線性模型都通過(guò)了各項(xiàng)檢驗(yàn)，對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與可支配收入之間的相互關(guān)系具有較強(qiáng)的解釋力度。

3.誤差修正模型的建立

以穩(wěn)定的時(shí)間序列εt與ξt作為誤差修正項(xiàng)，可分別建立如下誤差修正模型［18］：

各項(xiàng)檢驗(yàn)均通過(guò)。在兩模型中，各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。這樣，被解釋變量消費(fèi)和消費(fèi)對(duì)數(shù)的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，一部分是長(zhǎng)期均衡。

在（5）式中，依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，城鎮(zhèn)居民可支配收入短期變化100元，將引起消費(fèi)的相同方向65.63元的變化；ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值-0.5363看，若t-1時(shí)刻城鎮(zhèn)居民消費(fèi)大于其長(zhǎng)期均衡解，ecm為正，則使得t期的消費(fèi)增量減少；否則，會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)消費(fèi)的控制。短期ecm對(duì)消費(fèi)性支出的調(diào)整較大，這一點(diǎn)也在一定程度上可以解釋為什么邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)較大。

在（6）式中，依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，城鎮(zhèn)居民短期當(dāng)期人均可支配收入的變化1%，將引起居民消費(fèi)的相同方向的變化0.5788%；城鎮(zhèn)居民短期前期人均可支配收入的變化1%，也將引起居民消費(fèi)的相同方向0.288%的變化；ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值-0.8518看，調(diào)整力度是很大的：若t-1時(shí)刻城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)數(shù)大于其長(zhǎng)期均衡解，ecm項(xiàng)為正，則使得Δluhct減少；否則，會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，亦體現(xiàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)luhct的控制。

由（3）和（5）式可知城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期乘數(shù)kL為0.95；短期乘數(shù)kS為0.6563，這也可以在一定程度上解釋為什么城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較小的原因，符合統(tǒng)計(jì)資料反映的現(xiàn)實(shí)。由（4）和（6）式亦可知城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入的長(zhǎng)期彈性eL為0.883；短期彈性eS為0.8668，亦反映了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及其增長(zhǎng)對(duì)收入及其增長(zhǎng)的依賴。

4.格蘭杰因果關(guān)系

對(duì)變量間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果如表3。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié)合上表可知，城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即居民可支配收入是消費(fèi)的格蘭杰因果原因，反過(guò)來(lái)消費(fèi)也是收入的格蘭杰因果原因；收入對(duì)數(shù)與消費(fèi)對(duì)數(shù)間存在單向因果關(guān)系：收入對(duì)數(shù)是消費(fèi)對(duì)數(shù)的格蘭杰因果原因，而消費(fèi)對(duì)數(shù)不是收入對(duì)數(shù)的格蘭杰因果原因。

（三）線性或?qū)?shù)線性模型：MWD檢驗(yàn)

根據(jù)以上分析可知，表面上看線性和對(duì)數(shù)線性模型都不錯(cuò)，下面將利用MWD檢驗(yàn)［19］哪種模型設(shè)定更好。

H0：線性模型：消費(fèi)是收入的線性函數(shù)；

H1：對(duì)數(shù)線性模型：消費(fèi)對(duì)數(shù)是收入對(duì)數(shù)的線性函數(shù)。

限于篇幅，僅給出利用MWD檢驗(yàn)的結(jié)果如表4。

表4 線性和對(duì)數(shù)線性模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表4結(jié)果可知，H0的MWD檢驗(yàn)的結(jié)果在1%、5%和10%水平上是顯著地為零；而H1的MWD檢驗(yàn)的結(jié)果在1%、5%和10%上也是顯著地為零。于是在1%、5%和10%水平上，線性模型的假設(shè)與對(duì)數(shù)線性模型的假設(shè)都不能拒絕，即兩種模型的形式都是可以接受的。

三、結(jié)論與建議

根據(jù)上述分析，可得出的結(jié)論和建議有：

一是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且當(dāng)消費(fèi)與收入的關(guān)系偏離長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡值時(shí)，消費(fèi)會(huì)自動(dòng)地向均衡方向調(diào)整。這說(shuō)明在長(zhǎng)期城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長(zhǎng)是制約其消費(fèi)增長(zhǎng)的主要因素，兩者間存在格蘭杰因果關(guān)系也是證明。消費(fèi)和收人存在長(zhǎng)期共同增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系，就可能性來(lái)說(shuō)，若要刺激居民消費(fèi)長(zhǎng)期增長(zhǎng)，必須考慮從長(zhǎng)期來(lái)提高居民的收入水平，即在長(zhǎng)期，只有收入的不斷地增長(zhǎng)才能帶動(dòng)和維持居民持續(xù)的消費(fèi)增長(zhǎng)。

二是消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入的影響，而且還受前期收入與前期消費(fèi)的共同影響。由于我國(guó)處在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，外部環(huán)境的不確定性大大增強(qiáng)，居民必須考慮預(yù)防性儲(chǔ)蓄，保留足夠的儲(chǔ)蓄以應(yīng)付不確定的未來(lái)收入和支出需求。上期消費(fèi)出現(xiàn)過(guò)度支出，必然導(dǎo)致本期支出作大幅度的調(diào)整。又由于消費(fèi)心理等方面慣性因素的影響，一般城鎮(zhèn)居民并不會(huì)立即改變消費(fèi)習(xí)慣，傾向于與維持現(xiàn)有的消費(fèi)水平。還有過(guò)快的產(chǎn)品升級(jí)等技術(shù)上的原因，導(dǎo)致一些消費(fèi)者就心存觀望，比如ipad手機(jī)的換代升級(jí)。因此，就必要性來(lái)說(shuō)，一些能消除不確定性，預(yù)期結(jié)果明確且有助于提高收入水平的政策會(huì)對(duì)消費(fèi)需求增長(zhǎng)有一些影響。

三是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入之間存在著短期的波動(dòng)關(guān)系，反映出城鎮(zhèn)居民短期消費(fèi)容易受到消費(fèi)心理、政策和預(yù)期等外部沖擊的影響，而發(fā)生一定幅度的波動(dòng)?，F(xiàn)在任何降息、抑制、分流居民儲(chǔ)蓄的臨時(shí)性措施，都不可能切實(shí)提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和收入的長(zhǎng)期均衡比例，只是在短期內(nèi)引起一定程度的波動(dòng)，而這種波動(dòng)在后期總會(huì)得到校正，這也解釋了多次降息為何沒(méi)有達(dá)到刺激消費(fèi)的預(yù)期效果。因此，就現(xiàn)實(shí)性來(lái)說(shuō)，要有效啟動(dòng)消費(fèi)、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，政府應(yīng)加快收入分配制度改革，保證收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相協(xié)調(diào)，適當(dāng)增加政府轉(zhuǎn)移支付，切實(shí)提高中低收入者收入水平，縮小不同收入階層之間的收入差距，促進(jìn)城鎮(zhèn)居民整體平均消費(fèi)傾向的提高；要開(kāi)展多種形式的職業(yè)培訓(xùn)，切實(shí)解決失業(yè)問(wèn)題；要繼續(xù)深化、完善失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等社會(huì)保障體制，提高有關(guān)改革措施的透明度，減少居民對(duì)未來(lái)預(yù)期的不確定性；要發(fā)展消費(fèi)信貸，實(shí)現(xiàn)信用消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用；要實(shí)施消費(fèi)補(bǔ)貼政策，積極營(yíng)造新的消費(fèi)熱點(diǎn)，推動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)層次的升級(jí)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理化，進(jìn)而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的合理配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)又好又快地發(fā)展。

四是城鎮(zhèn)居民的長(zhǎng)、短期消費(fèi)的乘數(shù)都較小，從而客觀上形成城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低的現(xiàn)實(shí)。

五是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期彈性、短期彈性都小于1，也反映了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)主要依靠可支配收入的增長(zhǎng)，且收入較低。

六是就城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為而言，在線性模型和線性代數(shù)模型間進(jìn)行選擇時(shí)，都較為合理。

［注 釋］

①***表示通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)；**表示通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)；*表示通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn);全文表示相同。

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