曾凡惠

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450011)

一、引 言

雖然目前河南經(jīng)濟(jì)增長速度較快，從2006年到 2009年，GDP增長速度分別為 14.1%、14.4%、12.1%、10.7% 和 12.2%，平均增速為12.7%，但作為人口大省，河南經(jīng)濟(jì)增長模式是投資拉動型增長模式，居民消費(fèi)尤其是農(nóng)村居民消費(fèi)在GDP中比重以及對GDP增長貢獻(xiàn)率非常低。從消費(fèi)率來看，2009年，河南居民消費(fèi)率只有32.1%，而農(nóng)村居民消費(fèi)率只有10.8%。從對GDP增長的貢獻(xiàn)來看，在2006年至2008年河南經(jīng)濟(jì)的高速增長中，2006年、2007年、2008年居民消費(fèi)對 GDP增長的貢獻(xiàn)率分別為24.3%、21.5%、23.3%，其中，農(nóng)村居民消費(fèi)對 GDP增長的貢獻(xiàn)率分別只有4.9%、4.8%、6.1%。從總需求角度看，消費(fèi)、投資、出口是拉動經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，而其中，消費(fèi)應(yīng)該是最重要的力量，消費(fèi)的狀態(tài)將決定宏觀經(jīng)濟(jì)的基本狀態(tài)，因此，河南投資拉動的經(jīng)濟(jì)增長模式是不可持續(xù)的，要想實(shí)現(xiàn)向消費(fèi)拉動型增長模式的轉(zhuǎn)變就必須提高河南城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平與增長速度，尤其要提高河南農(nóng)村居民的消費(fèi)水平與增長速度。

對消費(fèi)問題的研究，自Keynes絕對收入假說之后，先后產(chǎn)生了Duesenberry的相對收入假說，Modigliani的生命周期假說和Friedman的持久收入假說。這些傳統(tǒng)消費(fèi)理論是在確定性前提下對消費(fèi)行為進(jìn)行分析，而將制度等影響消費(fèi)的環(huán)境因素視為既定因素而加以忽略。在傳統(tǒng)消費(fèi)理論基礎(chǔ)上發(fā)展起來的有代表性的現(xiàn)代消費(fèi)理論，如Hall的隨機(jī)游走假說，Leland的預(yù)防性儲蓄假說，Zelds、Browning和 Lusardi的流動性偏好假說，Deaton、Carroll的緩沖存貨假說則更多地涉及了制度性因素對居民儲蓄動機(jī)的影響，側(cè)重分析不確定性條件下的居民消費(fèi)行為。

過去國內(nèi)的文獻(xiàn)主要根據(jù)傳統(tǒng)的或現(xiàn)代的消費(fèi)理論對中國居民消費(fèi)的行為特征進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在研究方法上，由于多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列是非平穩(wěn)的，若直接根據(jù)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證模擬通常會產(chǎn)生“偽回歸”問題。20世紀(jì)80年代興起的協(xié)整理論，從方法上彌補(bǔ)了這一缺陷，從而將對消費(fèi)函數(shù)的研究帶入了全新的領(lǐng)域。近來國內(nèi)利用協(xié)整理論分析消費(fèi)函數(shù)的文章很多，如蘇良軍、何一峰等(2006)利用面板數(shù)據(jù)分析了中國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)與收入存在著長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系;張繼海、藏旭恒(2005)利用中國城鎮(zhèn)居民收入—消費(fèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了協(xié)整分析，得出兩者存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系的結(jié)論;李谷成、范麗霞等(2005)分析了轉(zhuǎn)型期中國農(nóng)戶消費(fèi)—收入的長期均衡與短期動態(tài)關(guān)系;孫鳳蓮、丁文斌(2007)對湖北省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異進(jìn)行了分析。綜觀以上研究成果，利用協(xié)整理論分階段對比分析城鄉(xiāng)居民消費(fèi)階段性特征的文章目前并不多見。本文在相關(guān)研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整分析方法，對河南省城鄉(xiāng)居民收入對消費(fèi)的影響，分階段進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期發(fā)現(xiàn)河南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的階段性特征，并在此基礎(chǔ)上為河南向消費(fèi)拉動型經(jīng)濟(jì)增長模式的轉(zhuǎn)變提供實(shí)證依據(jù)。

二、河南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的階段性特征實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文在分析河南省農(nóng)村收入與消費(fèi)的關(guān)系時采用的數(shù)據(jù)是農(nóng)村居民家庭人均純收入(ny)和家庭人均生活消費(fèi)支出(nc)，分析城市收入與消費(fèi)關(guān)系時采用的數(shù)據(jù)是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(cy)與家庭人均消費(fèi)支出(cc)。數(shù)據(jù)區(qū)間為1978～2010年，并分為1978～1991年和1992～2010年兩個階段。之所以以1991年為界線分為兩個階段，原因是從數(shù)據(jù)觀察1991年之前城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入與實(shí)際消費(fèi)增速較快，消費(fèi)傾向較高，而1991年之后明顯下降。數(shù)據(jù)觀察的結(jié)論與后面進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果是一致的。同時為了消除年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)受價格變動因素的影響，采用1978年為基期的農(nóng)村、城鎮(zhèn)的CPI對名義收入、消費(fèi)進(jìn)行折算相應(yīng)得到農(nóng)村、城鎮(zhèn)的實(shí)際收入及消費(fèi)數(shù)據(jù)。并且為了消除可能存在的異方差問題，對人均收入和人均消費(fèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)變換，使其趨勢線性化，變換后的變量分別記作lnny、lnnc和lncy、lncc，其相應(yīng)的一階差分序列記為 Δlnny、Δlnnc 和 Δlncy、Δlncc。本文的數(shù)據(jù)均來源于2011年《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有數(shù)據(jù)都用Eviews5.1軟件進(jìn)行處理。

(二)實(shí)證分析

1.1978 ～1991年消費(fèi)與收入的協(xié)整關(guān)系分析

由于非平穩(wěn)序列以最小二乘法估計(jì)模型時可能會遭遇“偽回歸”問題，從而使其參數(shù)估計(jì)值失去意義，因此在對模型進(jìn)行估計(jì)之前，首先要對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

利用Eviews5.1軟件分別做出 lnny、lnnc和lncy、lncc的序列圖，發(fā)現(xiàn) lnny、lnnc 和 lncy、lncc都具有明顯的時間趨勢，為非平穩(wěn)序列，對lnny、lnnc和lncy、lncc進(jìn)行一階差分后，發(fā)現(xiàn)時間趨勢基本消除，如圖1和圖2所示，初步判斷為一階單整序列，但這種判斷需要用ADF檢驗(yàn)來驗(yàn)證。

圖1 Δlnny和Δlnnc的時序圖

圖2 Δlncy和 Δlncc的時序圖

ADF檢驗(yàn)的具體結(jié)果見表1。從表1中可以看出，lnny和lnnc在10%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而其一階差分以后的序列Δlnny、Δlnnc均為平穩(wěn)的，說明lnny和lnnc均為一階單整序列。lncy和lncc在10%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而其一階差分以后的序列Δlncy、Δlncc均為平穩(wěn)，說明lncy和lncc也是一階單整序列。

表1 1978～1991年變量序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于lnny、lnnc、lncy和lncc均為一階單整序列，所以就可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來判定兩個變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，這里協(xié)整檢驗(yàn)采用的是E-G兩步法。

首先進(jìn)行OLS回歸，分別建立協(xié)整方程，結(jié)果如下：

其次，檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 殘差et的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2看出，殘差et1和et2在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。這表明，1978～1991年期間河南省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與人均消費(fèi)支出之間存在著協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村居民家庭人均純收入和人均生活消費(fèi)支出之間也存在著協(xié)整關(guān)系。

2.1992 ～2010年協(xié)整分析

首先要對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對lnny、lnnc和lncy、lncc進(jìn)行一階差分后，發(fā)現(xiàn)時間趨勢基本消除，如圖3和圖4所示。

圖3 Δlnny和Δlnnc的時序圖

圖4 Δlncy和Δlncc的時序圖

需要對 lnny、lnnc、Δlnny、Δlnnc 和 lncy、lncc、Δlncy、Δlncc進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。得到具體結(jié)果見表3。從表3中可以看出，lnny和lnnc在10%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而其一階差分以后的序列Δlnny、Δlnnc均為平穩(wěn)，說明lnny和lnnc均為一階單整序列。lncy和lncc在10%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而其一階差分以后的序列Δlncy、Δlncc均為平穩(wěn)，說明lncy和 lncc也均為一階單整序列。

表3 1992～2010年變量序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

首先，進(jìn)行OLS回歸，分別建立協(xié)整方程：

其次，檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性。

表4 殘差et的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表4看出，殘差et3和et4在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。這表明，1992～2010年期間河南省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與人均消費(fèi)支出之間存在著協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村居民家庭人均純收入和人均生活消費(fèi)支出之間也存在著協(xié)整關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

從以上實(shí)證分析可得到以下幾個結(jié)論：

第一，1978～1991年農(nóng)村消費(fèi)的彈性系數(shù)是0.9563，1992～2010年農(nóng)村消費(fèi)的彈性系數(shù)變?yōu)?.8302，城鎮(zhèn)消費(fèi)的彈性系數(shù)1978～1991年是0.9552，而在1992～2010年城鎮(zhèn)消費(fèi)的彈性系數(shù)變?yōu)?.8134。1991年以前城鄉(xiāng)居民消費(fèi)對收入的彈性系數(shù)都很高且?guī)缀鯖]有差異，而1991年以后彈性系數(shù)都大幅下降，并且農(nóng)村居民的消費(fèi)彈性系數(shù)高于城鎮(zhèn)居民。實(shí)證分析的結(jié)果表明，隨著改革開放的深入，不管是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，隨著收入的增加，消費(fèi)的增加都在減少。

第二，1991年以后城鄉(xiāng)彈性系數(shù)都大幅下降的原因雖然有消費(fèi)傾向遞減規(guī)律的作用，但更可能是1991年后收入分配明顯向資本傾斜，且政府對中小企業(yè)的扶持力度下降，使城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入增長速度明顯下降，同時醫(yī)療、教育、城市住房等制度改革使居民收入與支出預(yù)期惡化的結(jié)果。

第三，1991年以后農(nóng)村居民彈性系數(shù)高于城鎮(zhèn)的原因可能是經(jīng)濟(jì)體制改革的重心向城市轉(zhuǎn)移，有利于農(nóng)民收入增長的制度變遷基本停止，使城鎮(zhèn)收入差距擴(kuò)大，農(nóng)民收入無論從絕對數(shù)值還是從增長速度上都小于城鎮(zhèn)居民收入水平，同時農(nóng)村居民消費(fèi)的非飽和程度大大低于城鎮(zhèn)居民。

增加居民消費(fèi)實(shí)現(xiàn)向消費(fèi)拉動型增長模式的轉(zhuǎn)變需要注意以下幾個方面：一是通過向勞動傾斜改變收入分配模式，提高勞動所得在收入分配中的比重，切實(shí)增加居民收入;二是糾正醫(yī)療、教育、住房改革中的弊端，優(yōu)化居民收支預(yù)期，提高彈性系數(shù)，增加消費(fèi);三是由于1991年后農(nóng)村居民彈性系數(shù)高于城鎮(zhèn)居民，所以，增加農(nóng)民收入對經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變的意義更加突出，應(yīng)采取有效措施切實(shí)增加農(nóng)村居民收入。

［1］蘇良軍，何一峰，金賽男.中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的面板數(shù)據(jù)協(xié)整研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2006，(5)：65-71.

［2］張繼海，臧旭恒.中國城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)的協(xié)整分析［J］.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2005，(4)：17-19.

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［4］孫鳳蓮，丁文斌.湖北省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入的差異分析［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2007，(5)：101-103.

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