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1、我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入關(guān)系比較研究摘要：在考慮結(jié)構(gòu)突變的情況下，引入虛擬變量，運(yùn)用協(xié)整模型、誤差修正模型對1978-2008年我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)與收入、利率、不確定性因素間存在的長期均衡與短期均衡關(guān)系進(jìn)行分析與比較。結(jié)果表明，長期來看，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向略高於城鎮(zhèn)居民；利率對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響分別表現(xiàn)為替代效應(yīng)與收入效應(yīng)；不確定性對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響大於農(nóng)村。短期來看，收入的波動(dòng)對於農(nóng)村居民的影響程度稍大；利率的波動(dòng)對農(nóng)村居民影響表現(xiàn)出明顯的收入效應(yīng)，而對於城鎮(zhèn)居民影響不顯著。收入不確定性的波動(dòng)對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)無明顯影響關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)不確定性結(jié)構(gòu)突變20
2、世紀(jì)90年代以來，我國學(xué)者對我國居民消費(fèi)與收入的關(guān)系進(jìn)行瞭大量的理論和實(shí)證方面的研究。較有代表性的為臧旭恒（1994）,他主要研究瞭城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向及其影響因素、考慮的影響變量包括收入、利率、價(jià)格預(yù)期、人口變動(dòng)等。萬廣華等（2001）、任太增（2004）、莊佳（2006）的研究引入瞭不確定性因素的影響。汪浩瀚（2006）的研究中對將不確定性區(qū)分為市場的不確定性和制度的不確定性兩方面進(jìn)行瞭分析。最新研究中，學(xué)者們逐漸加入對於結(jié)構(gòu)突變的考慮，如孫燕（2010）的研究。但從目前的研究來看仍然存在兩點(diǎn)不足。一是大多數(shù)文獻(xiàn)的模型均建立在無結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)影響模型穩(wěn)定性的前提條件
3、上，對引入虛擬變量、考慮結(jié)構(gòu)突變可能性情況下的研究相對不足；二是除考慮收入的影響外，缺乏對不確定性、利率等因素對於居民消費(fèi)影響的綜合考慮本文綜合考慮收入、不確定性、利率等宏觀因素對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的影響，從長短期以及結(jié)構(gòu)突變可能性的綜合角度研究我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與各變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，並在各個(gè)點(diǎn)上觀測城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)影響差別一、考慮結(jié)構(gòu)突變的長期均衡關(guān)系研究(-)指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明隨著消費(fèi)理論的不斷完善與發(fā)展，研究者們發(fā)現(xiàn)除收入外,利率、不確定性等因素同樣影響著居民的消費(fèi)水平。選取如下指標(biāo)：居民人均實(shí)際可支配收入(純收入)，記為Yt;利率，選用一年期的加權(quán)平均存款利率，
4、以天數(shù)為權(quán)數(shù)，記為Rt;收入的不確定性，由居民人均收入偏離其平均值的絕對值即
5、Yt?Yt
6、得到，記為Ut;被解釋變量為居民人均實(shí)際消費(fèi)性支出，記為Cto選取1978-2008年我國城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及利率作為樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源於《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有數(shù)據(jù)利用以1978年為基期的CPI(1978=100)進(jìn)行處理，消除通貨膨脹因素的影響(二)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)在利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，變量往往含有趨勢性特征，直接對其回歸會導(dǎo)致偽回歸。因此，首先要對擬建立模型的各變量進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1與表2所示從表4和表2可見，模型中各變量未經(jīng)差
7、分前都存在單位根,而經(jīng)過二階差分以後序列均達(dá)到平穩(wěn)，故這三個(gè)序列均為二階單整序列。可以進(jìn)一步對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，研究變量間的長期均衡關(guān)系(三)長期均衡關(guān)系分析仁城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長期均衡關(guān)系(1)初步擬合協(xié)整模型首先，在假定無結(jié)構(gòu)突變影響下，對城鎮(zhèn)居民的Ct、Yt、Rt、Ut各變量，采用普通最小二乘估計(jì)，得到協(xié)整方程如下：Ct=130.1152+0.7158YtD0.9875Rtn0.0561Ut(1)(8.3795)(113.9193)(-0.6094)(-5.4008)R2=0.9988F=7358.825DW=0.9319模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.9988,但殘差序列存
8、在線性相關(guān)，利用廣義差分法修正該模型後得到：C*t=77.0748+0.7029丫吐口3.7605R*tD0.05461U*t(2)(6.8425)(56.8465)(-1.6092)(-3.1879)R2=0.9968F=2679.033DW=2.0122其中,C*t=CtnO.5241Ct-1,Y*t=YtD0.5241Yt-1,R*t=RtnO.5241Rt-1,U*t=Utn0.5241Ut-1o修正後,模型的整體擬合效果很好，DW值表明殘差已消除自相關(guān)性，WHITE檢驗(yàn)顯示殘差無異方差性。又模型的殘差序列et在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，因此，Ct、Yt、Rt
9、、Ut之間存在協(xié)整關(guān)系(1)突變點(diǎn)檢驗(yàn)實(shí)際中，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展變化、相關(guān)政策的影響都可能造成以上長期均衡關(guān)系的變化，即存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)使得以上協(xié)整模型不穩(wěn)定。故運(yùn)用遞歸最小二乘法和chow突變檢驗(yàn)方法對模型平穩(wěn)性和突變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)，若存在突變點(diǎn)則可引入虛擬變量，重新擬合協(xié)整模型描繪變量間的長期趨勢首先，對模型(2)的殘差序列繪制遞歸殘差曲線點(diǎn)上的正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)域?qū)Ρ?，發(fā)現(xiàn)在1988.1990.2002年超過或接近該區(qū)域的邊緣，可能存在突變點(diǎn)使得方程參數(shù)不穩(wěn)定。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用chow突變檢驗(yàn)對這些點(diǎn)依次檢驗(yàn)，得知在2002年時(shí)，Loglikelihoodratio檢驗(yàn)
