关键词：城镇居民消费水平 影响因素 对数多元回归
消费活动是可以量化的需求，也是推动经济增长的真正和持久的拉动力。改革开放以来，我国整个社会经济发生了巨大变化，人们的消费理念、消费行为也发生了很大的变化。因此，探讨、分析社会消费水平的规律，对政府制定宏观经济政策，拉动经济增长具有十分重要的意义。
对于消费水平的研究，经济学中有著名的凯恩斯消费函数理论，即消费是可支配收入的线性函数。本文通过建立城镇居民消费水平的计量经济学模型，基于凯恩斯消费函数理论，对于影响消费水平变动的因素及影响程度进行探究，并对模型进行分析评价。
模型设定
研究城镇居民消费水平，需要考虑以下几个方面：
城镇居民消费水平的衡量。对于消费水平，常用城镇家庭平均每人全年消费性支出、城镇居民人均消费水平等变量去衡量。其中，城镇居民人均消费水平能更准确、全面的反映城镇居民消费水平。为了消除价格变动因素对城镇居民人均消费水平的影响，不宜直接采用现在城镇居民人均消费水平的数据，而需要用城市居民消费价格指数进行调整后的1978年可比价格计量的城镇居民实际人均消费水平的数据做回归分析。所以选用“城镇居民实际人均消费水平”作为被解释变量去衡量城镇居民消费水平。
数据的选择。本文研究改革开放以来，我国城镇居民消费水平的影响因素以及变化趋势，因此选择1978-2009年的时间序列数据。同时为了减小价格因素的影响，采用对数数据进行回归分析。
影响因素的分析。根据凯恩斯消费函数理论，消费取决于可支配收入。因此以城镇家庭实际人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必须要考虑的主要影响因素。
除此以外，根据经济理论，还有众多因素可能影响城镇居民消费水平：城市居民消费价格指数是衡量居民消费水平最重要的指数，是对一个固定的消费品篮子价格的衡量。它主要反映消费者支付商品和劳务的价格变化情况，也是一种度量通货膨胀水平的工具;人均国内生产总值代表我国的经济发展水平。我国经济的增长主要是由投资需求的扩张与消费需求的增长带动的。但是，为了减小价格因素的影响，不宜直接采用人均国内生产总值，而需要用人均国内生产总值指数进行调整后的1978年可比价格计的实际人均国内生产总值的数据进行回归分析;城乡居民储蓄存款年增加额、城镇固定资产投资额是人民财富、社会总资产增加的最直接表现形式，是扩大再生产的必然要求。固定资产投资的增加会直接带动国民经济各行业的发展，从而带动城镇居民消费水平的增加;失业率可以判断一定时期内全部劳动人口的就业情况，反映整体经济状况，从而影响城镇居民消费水平。
因此，本文将“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”和“城镇固定资产投资额X7”作为模型的解释变量。
模型形式的设计。本文基于凯恩斯消费函数理论设计模型，考虑到数据间的差距较大，所以对城镇居民消费水平（Y）与城镇家庭实际人均可支配收入（X2）、城市居民消费价格指数（X3）、实际人均国内生产总值（X4）、城乡居民储蓄存款年增加额（X5）、城市登记失业率（X6）、城镇固定资产投资额（X7）进行回归分析，并将方程形式设定为一次对数回归模型。
数据来源
本文获取1978-2009年各指标的数据，如表1所示。
模型的估计与调整
（一）城镇居民消费水平对各影响因素的回归分析
根据本文建立的模型：
InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut
用EViews的最小二乘法进行回归估计，得到回归方程：
（二）模型检验
经济意义的检验。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，城镇家庭实际人均可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.376138%;在假定其他变量不变的情况下，城市居民消费价格指数每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.014395%;在假定其他变量不变的情况下，实际人均国内生产总值可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.292557%;在假定其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄存款年增加额每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.019675%;在假定其他变量不变的情况下，城市登记失业率每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.022774%;在假定其他变量不变的情况下，城镇固定资产投资额每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.118284%。解释变量系数的符号与预期相同，这与理论分析和经验判断相一致。
统计推断检验。拟合优度：从回归结果看R2=0.998564 R2=0.998219，说明模型对样本的拟合很好。
t检验。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为25时得临界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系数t统计量的绝对值小于临界值，说明“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”对城镇居民消费水平没有显著影响。InX2、InX7系数t统计量的绝对值大于临界值，说明“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城镇固定资产投资额X7”对城镇居民消费水平有显著影响。
F检验。给定α=0.05，在F分布表中的自由度为6和25的临界值约为3.05，由表中得到F=2896.829大于临界值，说明回归方程显著，即“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”、“城镇固定资产投资额X7”联合起来对城镇居民消费水平有显著影响。
计量经济学检验。多重共线性检验。由回归结果看出，该模型可决系数很高，F检验显著，但是当α=0.05时，X5、X6系数的t检验不显著，这表明可能存在多重共线性。计算各解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵。由相关系数矩阵可以看出，部分解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线性。采用逐步回归的办法，分别做lnYt对lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回归，回归结果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共线性，应予剔除。最后修正多重共线性影响的回归结果为：
异方差检验。Goldfield-Quanadt检验。分别按照解释变量lnX2t、InX4t、lnX7t的递增型排序，构造样本容量n=12的子样本区间，用OLS法得到结果后，定义样本区间为21-32，用OLS法得到结果，根据结果计算F统计值，分别为1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F统计值均小于临界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒绝原假设，表明模型不存在异方差。
White检验。用EViews作White检验，辅助回归模型中有交叉项，得到检验结果。由White检验知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到临界值χ20.05（6）=12.5916，比较计算的χ2统计量与临界值，因为nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在异方差。
自相关检验。图示检验法。用EViews作残差图，如图1所示。从残差图中可以看出模型中存在自相关，故模型中t统计量和F统计量的结论不可信。DW检验。从回归结果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取显著性水平α=0.05，查DW统计表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL
采用广义差分法对模型进行修正，使用Yt进行滞后一期的自回归，得到Yt=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：
对广义差分方程进行回归，由回归结果可得回归方程为：
其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。
由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为31个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179
由回归结果可得新的回归方程为：
由于使用了广义差分数据，样本容量再减少了1个，为30个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，说明广义差分模型中已不存在自相关，不必再进行迭代。同时可见，R2、t、F统计量也均达到理想水平。
由差分方程式有：
β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，
β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，
β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，
β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.
所以，我国城镇居民消费水平模型的最终结果为：
lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+
0.648733lnX4t+0.481782lnX7t
协整检验。用EViews对lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF检验，结果表明，均存在单位根，是非平稳序列，对InX2t的一阶差分序列、InX4t的一阶差分序列、InX7t的一阶差分序列和InY的一阶差分序列做ADF检验，结果表明，均不存在单位根，是平稳序列。继续检验回归残差的平稳性，对ut序列进行单位根检验，得到结果如下：在5%的显著性水平下，τ检验统计量值为-4.821812，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明回归残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明InX2t、InX4t、InX7t和InY之间存在协整关系。建立误差修正模型把消费水平的短期行为与长期变化联系起来：
InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt
用OLS法估计误差修正模型，最终得到误差修正模型的估计结果：
上述结果表明，模型中存在自相关，会夸大所估计参数的显著性，但误差项的t统计量不显著，说明城镇居民消费水平不取决于上一期消费水平对均衡水平的偏离，系统不存在误差修正机制。
结论
本文分析表明，随着经济的发展，城镇居民消费水平不断提高，城镇居民消费水平不仅受城镇家庭实际人均可支配收入的影响，还受到城市居民消费价格指数、人均国内生产总值、城镇固定资产投资额等因素的影响。
城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平确实存在影响，这是基于凯恩斯消费函数理论。本文研究结果同样反映城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平的影响最大。政府可以通过增加低收入者、无劳动能力者和离退休人员的收入来提高居民消费水平。人均国内生产总值反映了我国经济发展水平，经济越发达，城镇居民消费水平越高。通过增加城镇固定资产投资额，可以带动国民经济各行业的发展，从而提高城镇居民消费水平。
本文未从计量经济学的角度证明城市居民消费价格指数、城乡居民储蓄存款年增加额、城市登记失业率对城镇居民消费水平的影响，模型检验结果表明这种影响可能过于间接而被剔除。虽然模型的建立在理论上来讲是合理的，但是还有贫富差距、人口结构等因素没有考虑，所以城镇居民消费水平模型还有待完善。
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作者简介：
近年来，我国的经济在迅速的发展，国内生产总值（GDP）也在增长。居民的收入和消费也都在增加。2001年我国的居民消费水平在3887万亿元，直到2010年，我国居民消费水平增加到了9969万亿元。居民的消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们需求生存、发展和享受需求方面所达到的程度。一般，通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来的。居民的消费水平在很大程度上受整体的经济状况影响国民生产总值是用于衡量一国总收入的一种整体的经济指标，经济扩张时期，居民收入稳定，GDP也高，居民用于消费的支出较多，消费水平较高；反之，经济收缩时，收入下降，GDP也低，用于消费的支出较少，消费水平随之下降。消费问题一直是经济学界研究的重点和热点， 国内许多专家学者从收入、消费支出、物价、贫富差异、地区和行业等因素入手研究了我国消费结构。因此，为了更加了解我国的消费水平，保持我国经济可持续增长，对影响居民消费水平的因素进行大量的实证研究。
二、理论综述
1、凯恩斯的绝对收入理论。凯恩斯将消费函数表达为：C=f（Y），并将此式改写为C=bY，表明如果其他条件不变，则消费C随收入Y增加而增加，随收入Y减少而减少。他强调实际消费支出是实际收入的稳定函数，这里所说的实际收入是指现期、绝对、实际的收入水平，即本期收入、收入的绝对水平和按货币购买力计算的收入。
凯恩斯认为，消费是限期可支配收入的函数，消费与可支配收入之间存在着以下的关系：
（1）在短期无论可支配收入多少，是否等于零，消费支出总是大于零。可支配收入等于零时的消费支出，来源于从前的储蓄或现在的借债，这部分的消费支出与可支配收入无关，称为自发消费；
（2）随着可支配收入的增加，消费支出也增加。随着可支配收入的变动而变动的消费叫引致消费；
（3）消费支出的增加量少于可支配收入的增加量。
假定消费函数为线性，则凯恩斯的消费函数可表述为
C=C0+cYd
其中，C为消费支出，Yd为可支配收入，C0与c均为常数，且C0>0，0
2、杜森贝的相对收入理论。杜森贝提出消费并不取决于现期绝对收入水平，而是取决于相对收入水平，这里所指的相对收入水平有两种：相对于其他人的收入水平，指消费行为互相影响的，本人消费要受他人收入水平影响，一般称为“示范效应”或“攀比效应”。相对于本人的历史最高水平，指收入降低后，消费不一定马上降低，一般称为“习惯效应”。
3、莫迪利安尼的生命周期理论。莫迪利安尼提出消费不取决于现期收入，而取决于一生的收入和财产收入，其消费函数公式为：C=a·WR+b·YL，式中WR为财产收入，YL为劳动收入，a、b分别为财产收入、劳动收入的边际消费倾向。他根据这一原理分析出人一生劳动收入和消费关系：人在工作期间的每年收入YL，不能全部用于消费，总有一部分要用于储蓄，从参加工作起到退休止，储蓄一直增长，到工作期最后一年时总储蓄达最大，从退休开始，储蓄一直在减少，到生命结束时储蓄为零。还分析出消费和财产的关系：财产越多和取得财产的年龄越大，消费水平越高。
4、弗里德曼的持久收入理论。弗里德曼认为居民消费不取决于现期收入的绝对水平，也不取决于现期收入和以前最高收入的关系，而是取决于居民的持久收入，即在相当长时间里可以得到的收入。他认为只有持久收入才能影响人们的消费，消费是持久收入的稳定函数，即：CL=bYL，表明持久收入YL增加，持久消费（长期确定的有规律的消费）CL也增加，但消费随收入增加的幅度取决于边际消费倾向b，b值越大CL增加越多，b值越小CL增加越少。持久收入理论和生命周期理论相结合构成现代消费理论，这两种收入理论不是互相排斥的，而是基本一致的，互相补充的。
三、模型的设定
1、消费的影响因素
（1）农村居民人均可支配年收入。按照经典经济学理论，收入是影响消费的主要因素，如果收入为0时，居民的消费支出是最低的，随着收入的增加，人们才会拿出多余的钱买奢侈品，去娱乐。但是根据凯恩斯的宏观经济学原理，真正对居民消费水平有影响的是居民的收入水平。在考虑到这个因素的情况下，我们选择居民人均收入（X2）作为解释变量。
（2）农村居民的消费价格指数。对于价格需求弹性低的商品（生活必需品）来说，商品价格的变动基本上对商品的需求量没有什么影响，而对于价格需求弹性高的商品（奢侈品）来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，因此消费品的价格水平对居民的消费水平也有一定的影响。文章利用居民消费价格指数（x1）来代表消费品的价格水平，将其作为解释变量。
（3）农村家庭恩格尔系数。恩格尔系数是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况，一个国家或家庭生活越贫困，居民储蓄越少，恩格尔系数就越大；反之，生活越富裕，居民储蓄越多，恩格尔系数就越小，这一项也是需要被列为影响因素即为解释变量。
（4）其他因素1）体制因素。随着市场经济的不断发展，使得居民收入分配越来越与其劳动成果和市场不确定状态结合起来。在这种情况下，一方面，居民必须为下岗与再就业之间的各项支出，另一方面，我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房等，使得居民必须为某些活动而消费。如果在体制方面进行制度创新，其中有些不必要的消费很难用数值来衡量，故归为其他因素。2）人口结构因素。根据生命周期模型可得出，一国人口结构年轻化，该国消费将会减少，当进入老年化时，消费比例将会增加，但是由于数据收集原因，也归为其他因素.其他因素在本文中用随机扰动项来表示。
2、模型的设定
Y：农村居民消费水平
X1：农村居民的消费价格指数
X2：农村居民人均可支配收入
X3：农村家庭恩格尔系数
基于以上数据，初步建立模型
3、数据的收集
本文收集了我国1991-2010年居民消费水平的相关数据
四、模型的估计与调整
1用最小二乘法，利用Eviews软件可得估计结果如下
2）检验多元回归模型：
给定显著性水平 为0.05
注：以上数据来源各年份中国统计年鉴。
报告形式：
拟合优度检验： =0.9983接近1，表明模型对样本数据拟合程度高。
F检验（回归方程显著性检验）：F=3194.401 ，表明模型线性关系很显著，或解释变量农村居民消费价格指数x1和农村居民人均可支配收入x2和农村家庭恩格尔系数X3联合起来对被解释变量农村居民消费水平Y有显著影响。
T检验（解释变量显著性检验）：农村居民消费价格指数回归系数的T统计量绝对值为0.6090 表明居民消费价格指数对Y没有显著影响；农村居民人均可支配收入回归系数的T统计量绝对值为37.8879 表明农村居民人均可支配收入对Y有显著影响。农村家庭恩格尔系数回归系数的T统计量绝对值为1.8333
表明家庭恩格尔系数对Y有没有显著影响。
3）模型经济意义：假设其他解释变量不变，居民消费价格指数每增长1%，被解释变量农村居民消费水平就增加1.7884元；
假设其他解释变量不变，农村居民人均可支配收入每增长1元，被解释变量人农村居民消费水平就增加0.7215元。
假设其他解释变量不变，农村家庭恩格尔系数每增长1%，被解释变量人农村居民消费水平就减少8.007元。
计量经济检验：
多重共线性检验：由于选择的影响因素过多，所以估计模型之前，应先分析各个因素与被解释变量之间的关系，以及因素之间的相关程度，利用COR命令进行相关系数检验，得相关系数矩阵为：cor y x1 x2 x3通过计算表明，各解释变量都与被解释变量农村居民消费水平相关，且解释变量之间也是两两高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。
1）建立一元回归模型
根据理论分析，农村居民可支配收入应是农村居民消费水平的主要影响因素，相关系数检验也表明，农村居民可支配收入与农村居民消费水平的相关性最强。所以，以Y=a+bX+
Ls y c x2
2）建立二元回归模型
以一元回归模型为基础建立二元回归模型
Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3
3）建立三元回归模型
Ls y c x2 x3 x1
将其余的变量逐个引入模型，估计结果列入下表（第二行为t检验值）
经过以上的逐步引入检验过程，最终确定农村居民消费函数为
Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3
（237.3581） （0.0173） （3.8978）
T = （2.2289） （42.1161） （-1.6880）
统计检验：
判定系数：R2=0.9982 接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。
F检验：F=4891.113，大于临界值4.41， 其P值0.000000也明显小于
，说明各个解释变量对农村居民消费水平Y有显著影响，模型线性关系显著影响。
T检验：农村家庭恩格尔系数的t值小于2 ，表明农村家庭恩格尔系数对农村居民消费水平（Y）没有显著影响，其他各参数的t值的绝对值均大于2，表明其他各参数对农村居民消费水平（Y）有显著影响。
计量经济学检验：
1）自相关检验：给定显著性水平0.05，查DW表，当n=20 ，k=2时，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537
因为DW统计量为1.0281小于dL dU所以无法判断是否存在自相关性。
偏相关系数检验：
作异方差的White检验如下表所示。检验知Obs*R-squared=13.81344，表明不存在异
从White 检验知Obs*R-squared=13.81344明显大于自由度为3，显著性水平为为0.05的 值为9.48773，表明不存在异方差性。
所以本文的最终模型估计结果为：
该模型表示，当农村居民人均可支配收入增加1元时，农村居民消费水平随之增加0.7277元，。当农村家庭恩格尔系数上升1%，农村居民消费水平随之减少6.5794元。
论文关键词：二元经济结构，收入差距，消费需求
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着家庭联产承包责任制的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
3.58
摘 要 本文旨在分析1978-2007年改革开放以来，我国社会消费品零售总额变动情况，影响其变动的因素。提出了关于收入和消费的主要理论观点，然后再引入其他有关变量，进而建立了理论模型。利用EVIEWS软件对相关数据进行处理得出模型。最后，对所得的分析结果作了经济意义的分析，详细剖析其成因。
关键词 社会消费品总额 居民消费价格指数 城镇居民家庭人均可支配收入 恩格尔系数
一、问题的提出
社会消费品零售总额是衡量一个地区，国家的总消费水平的指标。可以从这一指标看出人民生活水平、生活质量的提高。研究影响社会消费品零售总额的因素能了解社会消费品零售总额可以反映出全国经济的脉象，便于零售商制定营销战略和企划。由此收集了从1978-2007年，我国社会消费品零售总额及其影响因素的时间序列数据，并加以实证分析，分析我国改革开放以来居民生活水平以及国家总消费水平。
二、经济理论陈述
（一）城镇居民家庭可支配收入与消费的关系
可支配收入反映的是居民购买力的强弱程度。也就是衡量居民对社会消费品的购买力程度。可支配收入增加，对社会消费品的购买力就增强，社会消费品总额就会增加。
（二）城乡居民储蓄额与社会消费品总额的关系
它反映居民收入水平、居民储蓄水平和居民购买力三者间的关系。在其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄额增加，则表明居民用于消费的金额减少，对社会消费品的消费能力下降。也就是引起社会消费品总额的下降。
（三）居民消费价格指数含义及需求论
居民消费价格指数（CPI）是进行国民经济核算、宏观经济分析和预测、实施价格总水平调控的一项重要指标。其调查范围是我国城乡居民日常生活消费的全部商品和服务价格。当代西方消费经济理论中的需求论：马歇尔提出需求弹性理论，一般规律是在其他条件不变时，商品价格下降则对商品的需求量增加。
（四）恩格尔定律
随着家庭和个人收入增加，收入中用于食品方面的支出比例将逐渐减小，这一定律被称为恩格尔定律。
三、相关数据收集以及处理
在进行实证分析的过程中，主要是以1978-2007年的数据进行处理，其中：
社会消费品零售总额（亿元）――Y，城乡居民储蓄额（亿元）――X2，居民消费价格指数――X3，城镇居民家庭人均可支配收入（元）――X4，城镇居民家庭恩格尔系数――X5。
进行Eviews处理得出结果如下：
Y=4828.783 +0.021123X2 -45.01280X3 +5.343161X4
t=（1.675414）（2.504073）（-2.646705）（11.94080）
R2=0.997671F= 2570.201DW=2.831034
经济意义：
在其他因素不变的情况下，居民消费价格指数每增加1，社会消费品零售总额平均减少45.01280亿元；城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，社会消费品零售总额平均增加5.343161亿元；城乡居民储蓄额每增加一亿元社会消费品总额平均增加0.021123亿元。
四、对当前形势进行分析
（一）优势
1．国民经济稳步发展，城乡居民收入水平可以实现较快增长。
2．城乡居民消费结构升级步伐明显加快，带动相关市场和产业快速发展。从恩格尔系数这一衡量一个国家和地区人民生活水平及消费结构的重要指标来看，90年代以来，恩格尔系数下降速度明显加快。这说明，我国城乡居民的生活水平有明显提高，消费结构调整与升级的步伐正处于加速阶段。
3．消费者信心稳定与消费环境的进一步改善，有利于消费行为的稳步扩张。除了消费者信心的增加和消费需求的扩张，整顿和规范市场经济秩序工作按照“全国统一领导，地方政府负责，部门指导协调，各方联合行动”的原则，继续在全国范围内全面开展。
（二）劣势
1．城乡居民消费结构调整与服务价格的不断攀升，可能会对消费品需求有一定的挤出效应。
2．就业压力与支出预期增大，储蓄倾向不断攀升，且二者相关联。严峻的就业形势下，加大了城乡居民对未来收入不确定的预期，这就使得其即期消费趋于收缩，并增大储蓄；从对未来支出的预期来看，近年来社会保障、医疗、教育等制度改革力度较大，相应增大了个人或家庭的当前以及未来的支出负担，这又在一定程度上强化了中国城乡居民的储蓄倾向。
3．消费环境和消费政策仍在一定程度上制约着消费需求的扩大。虽然今年来政府采取多项改善城乡消费环境、治理整顿市场秩序的政策措施，但消费环境仍不尽人意，如消费者投诉中的关于质量的问题严重，企业的抽样合格率也不太高。而且政府出台的某些消费政策与其他经济政策和改革措施之间还不够协调，如消费信贷政策，使商业银行面临较大的经营风险，这不尽束缚了商业银行扩大消费信贷规模、开发多样化消费信贷品种的积极性，而且大大提高了消费者获得消费信贷的成本和门槛。
参考文献：
[1]中国市场统计年鉴2008.中国统计出版社.
[2]中国财政年鉴2008.中国统计年鉴.
[3]中国价格及城市居民家庭收支调查统计年鉴2008.中国统计出版社.
随着中国社会经济的不断发展，综合国力的不断增强，人们越来越关注自身的生活质量。居民生活水平的提高，需要国家经济的发展和国家惠民政策的实施，研究居民消费水平，以此为切入点通过相关财政政策和货币政策的调整来改善居民的生活水平，这样来看的话，对居民消费水平的研究就显得非常重要，正是基于这样的一个认识，本文才围绕居民消费水平作研究，希望通过研究问题的过程，得出有价值的结论。
本文以河北省为例，浅要分析河北城镇居民消费水平的影响因素，找到提高居民消费水平的动力。从而为相关政府部门决策提供合理化建议，为河北省经济发展、社会进步、人民生活水平提高注入新动力。
二、河北省城镇居民消费的实证分析
本文采用2012年―2015年河北省城镇居民低收入户、中等偏下收入户、中等收入户、中等偏上收入户、高收入户的人均可支配收入和人均消费支出作为研究的变量。本文的所有数据均来自于河北统计年鉴。
由上表可知，中等偏上收入户和高收入户高于平均自发消费水平，低收入户、中等偏下收入户和中等收入户低于平均自发消费水平。自发消费水平最高的是中等偏上收入户，其余由高到低依次是高收入户、低收入户、中等偏下收入户和中等收入户。低收入户，中等偏下收入户和中等收入由于收入低于河北省城镇居民的收入水平因此平均自发消费水平低于河北省平均水平。中等偏上收入户和高收入户由于收入较高，对于消费也高于河北省平均水平。
收入等级对城镇居民的消费影响明显，处于不同收入等级的消费者消费倾向不同。α*i值随收入等级上升而逐级上升可以看出，就消费的绝对量而言，收入等级越高消费倾向越高。这说明我国消费者的总体消费水平不高。低收入者由于对未来预期的原因，消费欲望不强，更愿意多储蓄以备未来消费之需。高收入者一般收入较为稳定，无后顾之忧，消费欲望较强。这说明低收入者的消费增长与收入增长之比超过了高收入者消费增长与收入增长之比，低收入者的消费欲望更强，提高低收入者的收入对消费的刺激作用更为明显。当前的收入政策应立足于提高低收入者收入，缩小贫富差异。
从时间因素来看，γt的估计值逐年递增，但在2015年大幅度下滑，说明近几年来，城镇居民的消费水平有所提高，但还不稳定。河北省整体的经济虽然有所提高，但不同区域还存在差异，整体的经济水平在全国排名还比较靠后。当前河北省城镇居民消费收入的弹性还是相当高的，收入政策只要运用得当，应该能够很好地促进消费，从而拉动内需。
三、结论与建议
（一）结论
虽然河北省城镇居民消费结构有了明显的改善，但在某些方面仍存在着一些问题，我们可以发现河北省城镇居民消费中存在的问题如下：
第一，基本物质生活支出仍占主要地位，但比重呈逐年下降趋势，食品、衣着类消费是城镇居民生活消费支出的主要方面。随着居民收入的增加，生活水平的提高，居民的基本物质生活支出总额一直不断增加，但其在消费总支出中所占的比重却在逐年下降；从相对指标来看，恩格尔系数呈下降趋势，这反映出我省城镇居民生活水平正在逐渐提高，是符合恩格尔定律的。衣着类人均实际支出上升，但其消费支出比重却下降。
第二，发展性、享受性消费持续升温但其所占比重仍相对较低。近几年来，我省居民在医疗保健、交通通信和教育文化娱乐服务等方面的支出比重逐年上升。这表明随着知识经济时代和信息时代的到来，城镇居民开始重视享受性、服务性消费，将其作为消费支出中必不可少的一部分。
第三，家庭设备用品支出比重呈现先急剧上升后下降的趋势。这与我国消费政策的合理调整和市场经济的高速发展是分不开的。从消费支出比重来看，城镇居民家庭设备用品及服务消费支出比重呈现先上升后下降的变化过程，反映了城镇居民在优先满足了家庭设备用品等基本消费需求后，开始转向更高层次的消费。
第四，居住消费支出比重增长比较稳定从总量和相对指标来看，居住消费实际支出和居住消费支出比重均呈直线上升趋势。这种变化主要受我国住房体制改革的影响，总体来说，随着居民收入水平的提高，消费内容变得更加丰富，城镇居民消费不断出现新热点，我省大部分居民生活总体上达到了小康水平，开始向富裕生活迈进。
（二）建议
结合河北省城镇居民消费结构现状与存在的问题，就促进我省城镇居民合理消费，优化消费结构，提出如下建议：
1、扩大河北省城镇居民消费需求。一方面调整产业结构并进行产品结构的升级，进一步完善消费环境，创造潜在的消费需求；另一方面要制定合理的消费政策，减少不合理收费，以利于交通和通讯的发展。
2、增加城镇居民的可支配收入，提高消费水平。现阶段河北省城镇居民的消费能力主要受可支配收入的限制，提高居民的收入水平，可以促进消费结构性更合理的方向发展。就河北省各地区而言，尤其是第三类城市需要增加该地区居民的可支配收入，这将有助于河北省总体消费水平的提高。经营食品、衣着、家电的企业应根据市场需求的变化，以满足不同层次消费者的需求。
3、合理调整产业结构，适应消费结构升级河北省城镇居民的生活水平总体上已达到小康，并开始向富裕水平迈进。为了与居民不断变化的物质文化需要相适应，河北省应合理调整产品结构和产业结构，在稳定发展第一产业的同时，重点调整第二产业，加快发展第三产业，促进消费结构的加速升级。
4、积极培育新的消费热点，大力发展交通通信事业。在大力推广和发展这些热点的同时，还应积极培育新的热点。随着互联网络的兴起，持卡消费、网上购物、电话电视购物等新型消费方式即将进入城镇居民的日常生活，我省相关部门应以此为契机，大力发展交通和通信事业，带动城镇居民消费结构的升级换代。
（作者单位：河北经贸大学）
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【关键词】城乡居民 消费函数 协整检验 误差修正模型
一、引言
随着经济增长模式的转型和“十”提出的收入倍增目标的逐步实施，如何启动农村消费，把握影响农村消费的主要因素成为日益重要的研究课题。近几年，农村居民收入持续稳定增长，随着收入的增长，相应的消费水平也得到了较大提升。而与城市相比，农村居民的消费水平仍然偏低，其中西部地区城乡之间的消费差距尤为突出。如从城乡居民消费总量来看，2016年广西农村人口比重为51.92%，但其人均消费水平不足城镇居民人均消费水平的50%。可见，广西农村居民的消费潜力大，提高农村居民的消费水平能够拉动内需，对经济发展有重要意义。
消费函数是反映人们消费支出c决定消费的各种因素之间的依存关系，主要有凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝里的相对收入假说、生命周期假说、持久收入消费假说等理论基础。目前，国内研究消费函数的文献多不胜数，代表性的有：臧旭恒（1994）最先提出分别对城镇与农村居民的消费函数进行研究，利用中国城乡的消费时间序列验证消费函数假说；周曙东（2002）等针对国东中西部的城乡消费函数进行分析，并结合区域的具体条件提出促进农民提高收入和消费倾向的对策；李海涛（2003）针对改革开放以来城乡居民的消费水平、消费结构、消费需求分析，发现我国城乡消费结构存在明显的二元结构。
本文以凯恩斯绝对收入假说为理论对广西城镇居民和农村居民的消费函数研究，即决定消费水平的众多因素中，认为收入是决定性的因素。因此，分析广西城镇居民和农村居民的消费与收入之间的函数关系，并对其进行对比分析，概括出所得结论，最后提出相关建议。所运用的方法是计量经济学中的协整和误差修正模型（ECM）。
二、实证分析
（一）数据的选择和数据的变换
本文数据选用的是1990～2016年的消费和收入数据，作为样本数据。其中，采用以下四个指标：（1）城镇居民家庭平均每人全年可支配收入；（2）城镇居民家庭平均每人全年消费性支出；（3）农村家庭平均每人年纯收入；（4）农民家庭平均每人全年生活消费支出。
数据来源为1990～2016年的广西国民经济和社会发展统计公报和广西统计年鉴，为消除价格因素的影响，以年鉴中城市和农村的居民消费价格指数“（1989年=100）”对消费和收入进行平减，得到实际的消费和收入数据。最后为了消除异方差，对四组数据取对数，城市的人均消费支出和收入记为LnC和LnS，农村居民人均消费支出和收入为LnY和LnX，散点图显示线性关系非常明显，因此，这一变换并不改变原变量之间的协整关系。回归方程的构建和检验过程都通过计量经济软件Eviews8.0完成。
（二）实证检验
1.单位根检验。时间序列数据的一个显著特征是非平稳性。因此，如果直接采用最小二乘法建立模型进行回归，可能会出现“伪回归”问题。在此，选用ADF检验方法对数据进行时间序列稳定性检验，结果见表1。
结果表明，在5%的显著性水平上，4个变量的ADF值大于临界值，在5%的显著性水平上接受有单位根的原假设，是不平稳序列。变量LnC、LnS、LnY和LnX的一阶差分在5%的显著性水平下的ADF值小于临界值，拒绝原假设，是平稳序列。
2.协整检验。协整的基本思想是，尽管两个或两个以上的变量中每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，从而成为一个平稳的组合。在表1的单位根检验结果得知， LnC和LnS、LnY和LnX具有相同的单整阶数，符合协整的前提条件，可能存在长期稳定的关系，通过Johansen进行协整检验，结果如表2。
协整检验检验得知，LnC和LnS、LnY和LnX存在协整关系。得到协整方程为：
（1）LnC和LnS的协整方程：LnC=8.967+0.613LnS
（7.37） （57.4）
其中，R2=0.993，F=328，DW=0.805。
（2）LnY和LnX的协整方程：LnY=0.769+0.775LnX
（1.71） （58.1）
其中，R2=0.994，F=336，DW=0.983，
然后分别对LnC和LnS、LnY和LnX的误差项μ和γ进行平稳性检验，结果表明，在a=5%的显著性水平下，拒绝存在单位根的假设，即两组变量中的两变量是存在协整的，即LnC和LnS、LnY和LnX存在平稳的线性组合，如表3。
由协整检验结果看出，LnC和LnS、LnY和LnX存在长期的稳定的均衡关系，即城镇居民年人均消费支出之间同城镇居民年人均可支配收入之间存在长期稳定的均衡关系，农村居民年人均生活消费支出同农村居民年人均可支配收入之间存在长期稳定的均衡关系。从协整方程看出，城市居民人均收入增长1%能促进城市居民6%的人均消费支出，而农村居民人均收入增长1%促进8%的人均消费支出，即农村居民增加收入更能够促进消费支出。
三、结论和建议
（一）主要结论
本文选取了1990～2016年广西城镇居民和农村居民的收入和消费数据，通过实证研究，可以总结出以下结论：
首先，广西城镇居民和农村居民之间的相关关系显著，无论是在长期还是短期。
其次，城镇居民的消费倾向比农村居民的消费倾向要低。城镇居民的收入水平比农村居民高，而且增长速度也快，随着收入水平的提高，消费倾向递减。这符合绝对收入论。
再次，长期收入水平的变化比短期收入水平的变化对城镇居民消费的影响程度要大，这表明，长期提高城镇居民收入水平的政策对促进消费需求比较能取得较大成效；而对于农村家庭来说，长期和短期收入变化对消费的影响程度大致相近，都较大，这样一来，长短期的收入政策，对农村家庭的消费需求的刺激都是显著的。
最后，城镇居民一般都持有一定数量的储蓄存款，因此在适当时候会选择“跨期消费”。而农村居民由于种种原因，只能“量入为出”。
广西属于我国西部民族地区，长期以来城乡居民收入增长滞后，近几年随着农村反贫困政策的实施，农村收入与消费倾向呈现较显著递增态势。2010年广西农村人口占全区总人口的比例较大，为64.16%。综合以上情况，可以看出由于农村居民具有较高的消费倾向和人口占比，因此扩大消费需求的政策在广西农村实行应该会卓有成效。
（二）对策建议
扩大农民消费，提高其收入是解决问题的关键。基于上述研究结论，本文提出增加农民收入的相关对策建议：
第一，建设现代农业。长期以来，广西农村采用的一直都是比较传统低效的农业生产方式，生产效率不高，效益不佳。因此，榱颂岣吲┮瞪产的效益，必须走现代农业之路。农业现代化，就是转换传统农业生产方式，把其转变为建立先进科学技术、先进生产资料和管理方法基础上的现代农业生产方式。建设现代农业重要是加强基础建设，建设农村公路解决交通问题，增加农业投入改善农业生产条件，提高农村生产效率。
第二，大力发展农村信贷。农业生产由于季节性原因，风险较大，因此制约农村家庭生产规模扩大的问题之一就是农户获取资金困难。农户的融资渠道比较狭窄，像以前农村信用社的小额信贷业务就很成问题。因此，为了拓宽农户的融资渠道，政府有必要给予优惠条件，例如可以将农民拥有的土地使用权作为抵押申请贷款，完善农业保险等。从而使农户可以扩大生产规模，进而提高收入、扩大消费。
第三，改善农村消费环境。加强农村市场机制的建设，发展农村商品流通体系。一是强化农村市场的管理，严禁各种假冒伪劣商品进入市场，保护农村居民的合法权益。二是完善农村商品流通体系，鼓励大型商场定期进行农村销售，不断向农村延伸，为农民提供物美价廉的商品和服务。三是发展自身优势产品，农民根据自身的优势产品，开发合适的销路，挖掘农村的消费潜力，通过自身力量发展经济。四是完善商品的售后服务体系，决解农村居民的投诉难问题和消费的后顾之忧。
第四，推动农业教育工作。政府要有针对性发展各项农业教育，在城乡开展各种形式的职业、技术培训，普及市场经济的观念，需要政府加大科学技术传播力度，多组织科研人员下乡给农户传播科学生产理念，定期开设学习班，并在各个农村农户密集区开设办公室，时时满足农户的需求、为农户排忧解难。
第五，挺高社会保障水平。在广西区2008年的相关资料中显示，在城镇化过程中，4000多万农民因为土地被征用而改变原来的生活方式，失去传统的主要依靠土地保障的物质基础；近年来农业公司化、产业化过程中，农村集体经济组织通过强制收回和租用方式控制农民承包地，损害农民的切身利益。为此，应在农村建立相对稳定的社会保障体系，改变城乡二元结构。一是加强公共服务的建设，推进农村地区，教育、医疗、社保体系等事业，让农村居民享有公众服务待遇。二是设立补偿机制，国家在征用土地时，应从土地的收益中拿出一部分资金，并可从乡村和个人所得补偿中抽出一部分资金，为被征地的农民建立养老基金。三是重点构建农村社会保障体系，农村最低生活保障、农民养老保险和农村医疗保险三个方面工作都必须同步推进，在短期中，政府的责任是直接组织，或者通过动员社会资源，对农村最贫困的对象，如孤寡老人、重病患者、受灾人群等提供基本的生活援助。四是有效落实精准扶贫项目，做到精准到户，确保贫困人口如期脱贫，同时，政府和农民强化扶贫资金监督。
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【关键词】经济增长；居民消费；单位根检验；协整检验
一、引言
在经济社会中，一个地区居民消费水平的高低对当地的经济增长发挥着越来越重要的作用。消费水平是经济发展水平的体现，它经常为人们所关注。对居民消费支出按照人们实际支出的去向分类可以分为吃、穿、住、用、文化娱乐等。近年来，随着经济的发展和居民收入的提高，河北省居民的消费水平有了较大的提高，消费水平和消费结构发生了显著变化。经济增长真实的反映了一个国家或地区的经济运行状况，体现了国家或地区的综合实力和经济发展水平。所以，研究经济增长与居民消费的关系就显得尤为重要。消费是社会再生产的最终原动力和最新的起点，生产的最终目的是为了消费，为了更好地提高人们的物质生活水平，而消费又会进一步促进社会再生产和生产规模的扩大。消费需求规模的扩大和结构的升级才是经济增长的根本动力。在各种消费中，居民消费又是影响消费增长的最主要的因素。按照宏观经济理论，经济增长和居民消费在一定时期内应存在一种共同的变化趋势与均衡关系。
二、计量经济分析
由于现实中的时间序列数据大多数都是非平稳的，并且对非平稳序列的直接回归会造成“伪回归”现象，即本来不存在有意义关系的变量，经回归得出有意义关系的错误结论。协整检验是由Engle和Granger提出来的。协整的基本思想认为，尽管两个或者两个以上的变量中每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平稳的变量。协整理论为两个或两个以上非平稳变量之间寻找均衡关系，以及用存在的协整关系的变量建立动态模型奠定了理论基础。协整检验的常用方法有E-G（Engle-Granger）两步检验法和约翰森（Johansen，1988）检验法，对于多变量之间的协整关系，可以使用基于向量自回归模型的约翰森检验法。而Engle-Granger检验通常用于检验两变量之间的协整关系。本文检验的是居民消费与河北省地区生产总值的协整关系所以采用Engle-Granger两步检验法。在进行平稳性检验时，将采用ADF单位根检验。
本文使用的数据均来源于《河北经济年鉴2011》。研究的数据样本为河北省1978～2009的年度GDP和全省居民消费水平数据。用河北省的地区生产总值（亿元）即GDP表示经济增长，全省居民的居民消费水平（元）用X表示。对河北省以全省居民消费指标表示的居民消费水平和以地区生产总值（GDP）指标表示的经济增长进行单位根检验，结果表明两变量均为非平稳变量；取对数之后再次进行检验，仍然非平稳；对居民消费和地区生产总值的对数取差分后再进行检验，仍然非平稳，再次差分后检验，发现两变量均通过单位根检验，表明和是平稳变量。检验结果如表1：
由表1可知，LnX和LnGDP，在二阶差分的时候，中ADF值为-6.513798，小于a=1％时的临界值-4.309824。LnGDP中，ADF值为-5.392922，也小于a=1％时的临界值-4.323979，所以可以得出这两个时间序列都必须通过二阶差分后，才能达到显著性水平99％以上的平稳性。因此可以认为，两个时间序列LnX和LnGDP是I(2)的单位根过程，即LnX和LnGDP需经过二次差分后才能变为平稳序列，这是进行协整检验的前提。由单位根检验可知，LnX和LnGDP时间序列都是二阶平稳的，协整检验可以分两步进行。第一步，协整回归，用普通最小二乘法（OLS）估计LnX和LnGDP之间的方程，并计算非均衡误差。估计的方程为：
InGDP=1.262125lnX-1.418319；（84.27746）（-13.30300）；R■=0.902264F=7102.69.69DW=0.271043，残差的计算公式为：e■=InGDP-1.262125lnX+1.418319；第二步，检验的单整性，看看残差是否是平稳序列。通过单位根的检验发现：当滞后阶数为1，不含常数项和截距项的模型最适合，ADF检验的结果如表2所示：
残差序列的单位根检验可以看出ADF值为-2.1870229小于显著性水平为5%的临界值-1.952066，可以认为在的水平下，残差序列是平稳序列。也就是说存在和的平稳线性组合，即居民消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。
三、结论
经过分析，我们可以得出结论：河北省GDP和居民消费水平这两个时间序列都是非平稳的，并且都有各自的变化规律，短期内可能不一致；然而，从长期来看，二者之间有一种长期稳定的均衡关系。从回归方程中可知，居民消费确实对河北经济的增长有很大的推动作用。居民消费水平每增加一元，河北省GDP就能增加1.262125亿元。经济增长的幅度会随着居民消费水平的高低而有变化，但长期来看，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。
四、对策建议
（1）提高居民收入水平。要注重提高居民的收入水平尤其是城镇居民的收入水平，刺激消费品市场需求，增强即期购买力。另一方面，住房是居民能进行稳定生活的基本保障，提高住房租金补助水平和住房公积金水平，增强居民消费信贷的还贷能力，这对居民生活水平的提高将起到重要作用。（2）完善社会保障制度，增强居民消费信心。政府应逐步完善包括住房、医疗、失业、养老等在内的社会保障体系，使居民能够看得起病，住得起房，老有所依，老有所养。同时，还要增加改革的透明度，减少居民对未来预期的不稳定性，解除人们的后顾之忧，从而增加居民对未来生活的乐观心理预期，逐渐树立消费信心，并使居民变远期的储蓄倾向为即期的消费热情。只有完善了社会保障体系，才能使居民有现期消费的信心，整个经济的形势才能活跃起来，从而进一步促进居民消费。（3）推动信用消费发展。加大信用消费的宣传力度，改变“勤俭持家”、“量入为出”的传统消费观念，使人们逐步接受信用消费这一新的消费方式，大力发展住房信用消费、汽车信用消费和信用卡消费。同时，也要完善信用消费市场的发展，引导人们正确的利用信用消费，保证信用市场的正常健康发展。
参 考 文 献
[1]孙静水．计量经济学[M]．北京：清华大学出版社，2008
其他方面的原因。方福前（2009）运用面板数据对我国城乡居民消费需求进行计量分析，得出1995—2005年以来我国居民消费函数比较稳定；医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费的影响不同；并运用资金流量表（实物交易）进一步得出在国民收入分配中，政府所占份额越来越大，而居民所占份额越来越小是我国居民消费需求持续低迷的原因之一。李文溥、龚敏（2011）认为CPI的上涨对城乡及不同收入群体的冲击不同，对农村居民与低收入群体影响更大。通胀差异会扩大城乡及不同收入群体的实际收入，并抑制居民的消费需求，使最终消费对经济增长的贡献率持续下滑。路易斯（LouisKuijis）运用世界银行数据库对中国的私人储蓄进行了经验研究，得出中国的高储蓄主要是企业的高储蓄，再次是政府的高储蓄，中国居民的储蓄水平虽然高于大多数西方国家，但低于像印度等国家。因此，他认为企业储蓄过多是中国的消费需求不足主要原因。路易斯进一步指出，中国居民高储蓄水平的原因部分是要支付譬如医疗和教育支出，而这些在国外多数是由政府或者保险公司支付的。此外，中国居民还要在住房投资上花费将近一半的储蓄。上述观点各从一个方面反映了居民消费不足的问题，在前人研究基础上，本文综合影响城乡居民消费的因素，运用面板数据来比较分析它们对城乡居民消费的不同影响，以及各自的影响方向与强度，探明抑制我国居民消费的真实原因，进一步提出扩大内需的政策建议。
一、数据的选择与处理
本文选取1997年至2010年的30个省分城乡年度面板数据（paneldata），由于数据不全所以不予包括。出现在本文中的变量有：人均消费支出（城镇与农村）、人均可支配（纯）收入（城镇与农村）、人均财富水平(城镇与农村)、物价指数（城镇与农村）、人均财政性教育经费、老年人抚养比、少儿抚养比、医疗状况、一年期平均存款利率、国内生产总值（GDP）、财政收入等。其中物价指数以1997年为基期，为100%，并以此对以后年份进行调整。一年期平均存款利率为央行公布的一年期银行存款基准利率的加权平均值，由于医疗支出数据难以取得且准确率不高，而医疗机构床位数统计已有多年，所以本文采用医疗机构床位数千人每张作为医疗状况的代替变量。人均财富水平为城乡人均储蓄存款余额。为便于分析及减小变量异方差，本文对于人均消费支出、人均可支配收入、人均财富水平、人均财政性教育经费均取对数。本文的数据来源是中国国家统计局编写的相关年份的《中国统计年鉴》和各省的统计年鉴、中华人民共和国教育部编写的相关年份的《中国教育统计年鉴》和各省教育统计年鉴、中华人民共和国卫生部编写的相关年份的《中国卫生统计年鉴》和各省卫生统计年鉴、中国人民银行公布的相关年份的金融机构一年期人民币存款基准利率。
二、面板数据模型
由于本文采用1997—2010年的30个省、自治区和直辖市的面板数据，所以采用面板数据模型分析。研究居民消费需求，既要考虑短期因素，如可支配收入（农民纯收入）、财富水平、医疗状况、通货膨胀、利率；也需要考虑长期因素，如未成年人口抚养比和老年人口抚养比。本文构建的模型包含8个解释变量，将影响我国居民消费需求的主要因素尽可能地纳入模型。面板数据基本模型为：yi，t=C+αi+γt+x''''i，tβ+μi，ti=1，2……N，t=1,2……T其中，y表示被解释变量，C表截距项，x''''为k维解释变量向量，i表示横截面数据，t表示时间序列数，β为回归系数向量；其中，αi度量个体间的差异，γt度量时间上的差异；μi,t表示随机误差项。面板数据模型主要有三种形式：1.普通混合回归模型。此类模型假设αi和γt不随个体i和时间t变化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此时模型可以写为yi，t=α+x''''i，tβ+μi，t2.固定影响模型。此类模型假设αi和γt随个体i和时间t变化，并认为αi和γt与解释变量相关，具体可分为如下三种情况。（1）个体固定影响模型。即αi在个体i上变化，而γt在时间上无变化。（2）时期固定影响模型。即αi在个体i上无变化，而γt在时间上变化。（3）个体和时期固定影响模型。即截距项αi在个体i上变化，且γt在时间t上变化。3.随机影响模型。此类模型假设αi，γt，μi，t均服从于正态分布，且相互独立，即各自不存在截面自相关、时间自相关、混合自相关。
三、面板数据模型设定分析
对于以上三种模型的选择，可以采用以下方法判断：1.固定影响模型检验。由于固定影响模型分三种情况，所以检验也相应可分为以下三种情况。（1）个体固定影响检验。原假设为αi不随个体i变化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假设成立，则服从F分布：F=(SSEr-SSEu)(N-1)SSEu(NT-N-k)~F(N-1，NT-k)其中SSEr为普通混合模型的残差平方和，SSEu为个体固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝不存在个体固定影响的原假设。本文中，城镇居民回归方程F统计量为24.5521，大于1％的临界值，即认为可以建立个体固定影响模型；农村居民回归方程中，F统计量为39.85917，大于1％的临界值，同样可以建立固定影响模型。（2）时期固定影响模型检验。原假设为γt不随时间t变化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然构造F统计量，但其中的SSEu改为时期固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝无时期固定影响的原假设。在本文城镇居民和农村居民的回归模型中，由于存在奇异矩阵，所以无法建立时期固定影响模型，也无法检验。（3）个体和时期固定影响检验。原假设为αi和γt不随个体i和时间t变化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。构造F统计量，此时的SSEu为基本模型的残差平方和。如果F大于临界值时，则拒绝不存在个体和时期固定影响的原假设。同样由于存在奇异矩阵，因此无法检验。2.H检验。在利用面板数据建模时，可用Hausman来确定选用固定影响模型或是随机影响模型，并且随机影响模型优先考虑。Hausman检验的原假设为：随机影响模型中个体影响与解释变量不相关。构造统计量：W=[b-β]''''VARb-β[b-β]其中b为固定影响模型中回归系数的估计，β为随机影响模型中回归系数的估计。在原假设下，统计量W服从χ2(k)，k为模型中解释变量的个数。无论在城镇和农村居民的模型中，Hausman检验结果P值均大于10%，不能拒绝原假设，所以都可以选用随机影响模型。本文决定采用随机影响模型估计。
四、实证分析
基于以上检验分析，运用面板数据的随机影响模型，分别建立城镇居民与农村居民的消费方程，计量结果如表1和表2所示。城镇和农村居民人均消费支出为被解释变量，人均可支配收入、老年人口抚养比、未成年人口抚养比、通货膨胀率、人均财富水平、人均财政性教育经费、医疗水平、利息率为解释变量。回归方程的F统计量的P值均接近于0，R2均大于0.9，说明方程整体上显著。由以上计量结果可知：1.居民人均可支配（纯）收入对居民消费有着决定性作用，其中对城镇居民的影响程度大于农村居民，0.918844对0.785993。这种影响程度的不同可能是城镇居民消费更无后顾之忧，收入稳定性高，且福利等社会保障因素好于农村，还有一部分原因可能是农村居民的消费有一部分是自给自足的缘故，数据上显示不出来。2.老年人抚养比、少儿抚养比对城镇居民和农村居民影响不同。对城镇居民消费无显著影响（10%显著性水平上不显著），原因可能是城镇居民大部分均有退休金，而少儿支出占比较小；但老年人抚养比对农村居民消费影响显著，有着促进作用，而这也符合我们的预期，农村老年人大都是活到老忙到老，对于家庭的负担很小，而少儿抚养比对农村居民消费影响不显著，表明社会福利如养老保险等对我国现期居民消费影响不大。3.物价指数(CPI)对城镇居民、农村居民消费均有明显影响，但作用的方式却不一样。对城镇居民消费抑制，系数为-0.2363，表明城镇居民对物价水平的高度敏感的，主要原因是城镇居民大都靠货币计量的工资；而对农村居民却有着明显促进作用，系数为0.3882，可能由于知识水平的不同，农村居民整体有着习惯性预期，在价格未升时加快消费。4.财富水平对城镇居民和农村居民也有着不同影响。对城镇居民在10%水平下显著，但却是抑制作用，一个重要原因是我国城市房价的高涨，居民存钱买房，抑制了城镇居民的消费；对农村居民消费影响不显著，原因之一是农村居民财富水平普遍较低，且农村预防性储蓄动机很强。这与路易斯的结论相吻合，居民将大量储蓄用在住房投资而不是消费上。5.财政性教育经费与医疗状况对城镇和农村居民消费影响情况不同。对城镇居民消费的影响不确定，对农村居民有显著影响，但影响程度不大，原因可能是现阶段我国教育与医疗支出水平都还很低，对于农村居民的低收入而言比较重要，但对城镇居民却无明显影响；也可能是因为数据的粗糙性，财政性教育经费只占居民教育支出的一部分，且医疗情况这里是用床位数代替的。6.一年期平均存款利率对城镇居民影响不确定，对农村居民消费有促进作用，但作用都不明显，系数分别为0.002769和0.009904。整体上看，利率对居民消费有着轻微促进作用，表明利率对农村居民的收入效应大于替代效应。为进一步探明医疗支出对我国居民消费的影响，特别是近几年来我国推行的新型农村合作医疗制度对农村居民消费的影响，我们通过城乡居民消费结构来分析。无论城镇居民还是农村居民在医疗方面的支出都呈显著增长趋势，而且增长率很多都超过了收入的增长，表明我国居民在医疗保健方面需求的强烈。而农村居民医疗保健支出的增长更快，表明医疗保健是影响我国特别是农村居民消费的重要因素。
五、CPI程度对消费的影响
通货膨胀一直是我国比较关注的问题，通货膨胀对我国居民消费的影响到底如何也值得我们关注。通过以上的分析我们得出通胀对我国城镇居民农村居民消费都有显著的影响，但以上分析并没有考虑通胀程度。政府从2005年开始确定通货膨胀目标，为4%，以后每年都有变动；2006也为3%，以点目标的形式；2007年设置了3%的通货膨胀上限；2008年确定通胀水平为4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在这里将CPI增长率按5%分为两个部分：超过5%和低于5%，并运用邹至庄检验来比较两者对消费的影响是否显著不同。此处选择数据对象为全国范围。邹至庄（Chowtest）检验：若回归方程不存在结构变动，则分解后的两个回归方程其RSS之和RSSUR与总体回归方程RSSR在统计上不应该不同。因此可以构造如下统计量：F=(RSSR-RSSUR)/kRSSUR/(n1+n2-2k)～F[k,(n1+n2-2k)]其中，n1、n2分别表示子回归方程的观测次数，k表示所估参数个数。通过邹至庄检验得：城镇居民F=2.235，农村居民F=1.230，而F[4,16]在5%显著性水平临界值为3.26，不拒绝无影响的原假设。所以无论城镇还是农村居民消费水平对5%通胀标准均不敏感，CPI程度对居民消费影响不显著。
六、收入分配的分析
消费有政府消费和居民消费，在一国经济水平的情况下，政府消费的过高必然抑制居民消费。在收入分配中，政府财政收入高，居民消费就必然会低。通过本文分析，收入是对居民消费有着决定性影响，而我国需求不足始于1997到1998年。从有关数据可知，从1997年开始，我国财政收入增长率开始大于居民可支配收入增长率，并一直持续到现在，而从本文前面分析知：居民消费与可支配收入均也是从1997年起低于GDP增速。这与我国需求不足始于1997年正好吻合。在经济总量一定情况下，居民消费与政府消费之间存在此消彼长的关系，政府收入太多，但教育、医疗、养老等福利制度的建设却滞后，严重打压了居民的消费热情。因此，扩大内需必须改变收入分配格局，藏富于民是提高居民消费的重要手段，无论是对城镇还是农村居民。
七、结论与政策建议
