重庆市农村居民收入研究
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摘要：基于凯恩斯消费理论,运用重庆市1985――2009年的数据,在对重庆市农村居民人均消费――收入关系进行协整检验的基础上,建立了误差修正模型,并得出了实证研究结果。结果发现：短期内,主要体现为农民实际收入对实际消费的影响作用；在长期,则主要体现为实际消费对实际收入的影响。因而,要激活农村消费市场,实现扩大内需目标,就要促进农民收入持续稳定增长。
关键词：农村居民收入；消费需求；协整检验
中图分类号：F32文献标识码：A文章编号：1672-3198（2011）05-0089-02
1 引言
重庆市作为我国西部地区唯一的直辖市,直辖以来国民经济得到了飞速发展,消费需求总量逐步扩大,并保持较快增长,但是,最终消费率却呈现出不断下降的趋势,相对应的投资率却呈现加速上升趋势。另外,重庆直辖后,农村区城幅员面积大,农业人口多,是一个典型的大城市带大农村的区城。其3275.61万总人口中农村人口为2326.92万人,比例高达71.03%。从庞大的农村消费群体规模可以看出重庆农村消费市场和需求潜力巨大,农村消费的发展直接影响着重庆国民经济的发展。而2009年重庆市农村居民人均生活消费支出只有城镇居民人均生活消费支出的25.87%。总之,重庆市居民消费需求,尤其是农村居民消费总量偏低,已经严重制约了重庆市经济增长。因此,立足于现阶段的整个国情,研究重庆市农村消费市场对推动重庆农村经济发展乃至于对于正处于转型时期的全中国都具有十分重要的现实意义。大力提高农村居民消费水平,优化农村居民消费结构不仅是拉动经济增长的重要途径,更是全面建设小康杜会、体现“以人为本”的科学发展观的重要要求。
2 文献综述
在国外已有的文献中,许多经济学家都对消费理论进行了研究。Keyness（1936）提出的绝对收入假说指出：消费支出和收入之间有稳定的函数关系,收入增加对消费需求的扩大具有促进作用。Duesenberry（1949）提出的相对收入假说认为,人们的消费会互相影响,即具有“示范效应”,人们的消费并不决定于其绝对收入,而是决定于同其他人相比的相对收入水平,并且人们的消费具有习惯性,消费具有不可逆性,这就是所谓的“棘轮效应”。美国经济学家Modigliani和Brumb（1950）认为,理性的消费者要根据自己一生的收入和财产来安排自己的消费和储蓄,使一生的消费和收入相等,这就是生命周期假说。Friedman（1957）提出了持久收入的消费函数理论,该理论认为：消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的,而是由他的持久收入决定的。
国内的研究早期较具代表性的有:秦朵（1990）运用我国1952-1987年的统计致据,建立了中国居民总消费的误差修正摸型。得到如下结论：“居民总消费与总收入间存在着较周定的比例关系：本年短期居民消费波动主要受本年与上年的收入、物价及上年的消费与社会集团购买力变动的影响,这些因素对消费波动的形响程度也大致是固定的。”臧旭恒（1994）把收入划分为暂时收入和持久收入,分析收入中的这两个不同部分的性质、作用、影响和相互关系,进而研究它们与消费的关系。赵文奇（1996）对协整的概念和检验方法进行总结,然后将其运用子天津市的收入与消费相关关系的研究。韩立岩（1998）将协整分析与模糊分析结合起来,对l952-1995年间的消费数据进行研究,发现收入与消费的函教关系具有明显的阶段性特征。李锐（2003）采用我国农村居民各类消费品支出的时间序列数据和截面数据,运用ELES模型,对农村居民各类消费品的边际消费倾向、基本生活支出标准、收入弹性和价格弹性进行计算和比较分析。马骊,孙敬水（2008）用空间计量经济方法分析我国消费与收入的关系。
上述国内学者的研究大多以全国为研究对象,分析总收入与总支出的关系,并根据总量关系提出政策建议,因此得出的结论和政策建议对于某个地区而言缺乏针对性和适用性。且目前有关重庆市农村居民的消费与收入关系问题的实证研究比较少,因此本文在借鉴前人的理论研究和研究方法的基础上,以重庆市农村居民为研究对象,实证分析农村居民消费与收入之间的长期均衡关系与短期动态均衡机制以及农村居民收入来源构成部分对消费支出构成部分的影响和相互间的关联作用程度,进而得出更加具体的结论并提出更具有针对性的政策建议。
3 数据采集与研究方法
3.1 数据说明
本文涉及的变量和数据资料主要包括重庆市农村居民收入和农村居民消费两个方面。在数据的选择上,重庆市的农村居民收入我们采用1985-2009年重庆市农村居民年人均纯收入,农村居民消费则采用1985-2009年重庆市农村居民每人年人均生活消费支出。并利用以1978（1978100）年为基期的居民消费价格指P对农村居民人均纯收入和人均消费支出进行调整。本研究所使用的数据均来自于《重庆市统计年鉴2010》。
3.2 研究方法
传统的经济计量方法运用变量的水平值来研究经济变量之间的关系。在考虑变量关系时,最常用到的方法是OLS法,但是OLS法是建立在变量平稳的基础之上,如果所考虑的变量为非稳的时间序列变量,使用OLS法容易出现伪回归现象,推断的结果往往是错误的。因此,为了避免这种现象,本文用Dickey和Fuller（l981）提出的ADF单位根检验法来检验变量的平稳性,并对非平稳变量进行差分处理使之成为平稳的时间序列。如果变量是单整的,那么就对变量进行协整检验,从而确定农民年人均纯收入与年人均消费的长期关系。协整理论认为：两个或者多个非平稳的时间序列的线性组合如果是平稳的时间序列,那么就称为协整。本研究使用的是Engle和Granger（1987）提出的基于回归方程残差进行单位根检验的EG协整检验。在得到协整结果后,如果两个变量之间确实存在协整的关系,根据Granger表示定理（Granger Representation Theorem,Engle，Granger,1987）,可以引入误差修正模型（Eorro Correction Modle）进行短期因果分析。
4 实证结果与分析
4.1 单位根检验
为保证时间序列的平稳性,方便后序研究,需要对重庆市农村居民实际收入和消费序列进行平稳性检验。选用ADF检验法来检验重庆市农村居民实际收入和实际消费序列的平稳性。为消除数据中可能存在的异方差,对重庆市农村居民实际收入和消费序列分别取对数。分析可知,重庆市农村居民实际收入的对数序列（LNSINC）和实际消费的对数序列（LNSCS）均呈现明显的增长趋势。对两序列取差分,相应的差分序列分别命名为DLNSINC和DLNSCS。而重庆市农村居民实际收入的对数差分序列（dlnsinc）和实际消费的对数差分序列（dlnscs）没有明显的线性关系,也没有明显的增长关系。对重庆市农村居民实际收入和消费的对数序列及其相应的差分序列做ADF检验,滞后阶数采用SIC准则确定为0,检验结果见表1。检验结果表明,对于lnscs.滞后系数为0时,ADF统计量为-0.202454,大于1%显著水平下的临界值,不能拒绝原假设,表明lnscs是非平稳的；对于lnsinc,滞后系数为0时,ADF统计量为-0.733229,大于1%显著水平下的临界值,不能拒绝原假设,表明lnsinc为非平稳的。而两序列的差分序列dlnscs和dlnsinc的ADF值要小于1%显著性水平下的临界值,则其均为平稳序列。
表1 ADF单位根检验结果
注：C表示的是截距项,T代表的是趋势项。
4.2 序列lnsins和lnscs的协整性检验
协整关系要求被检验的2个或多个变量具有相同的单整阶数。由上述单位根检验结果可知,这两个变量的对数形式均为一阶单整序列,符合协整关系这一要求,因此通过协整检验可以得出这两个变量在长期是否存在稳定关系。变量协整关系的检验方法有EG两步法和Johansen极大似然法2种。其中,EG协整检验的理论思想为：如果存在某个线性的组合,因变量能够披自变量的线性组合解释,两者之间存在稳定的关系,因变量不能由自变量解释的部分构成了一个残差的序列,因此这个残差序列也一定是平稳的。基于这个思想,我们先构造出农民消费和收入的线性组合,然后对残差序列进行ADF单位根检验,如果残差序列不含有单位根,这就说明残差序列是平稳的,进而说明这两个变量存在协整关系。
我们先来确定重庆市农民消费与收入的线性组合关系,在eviews6.0中,利用OLS法可以确定两者对数形式的线性关系：
lnscs0.039383+0.754016*lnsinc+ut（3）
（2.848471）（30.38098）
R20.975687 D.W0.687973 F923.0037
方程（3）中的系数0.754016为收入弹性,其经济意义为重庆市农民实际收入每增加1%,其实际消费将增加0.754016%。然后我们对残差序列进行单位根检验,由回归方程（3）得：
utlnscs-0.039383-0.754016*lnsinc（4）
单位根结果显示,et序列在5%的显著性水平下拒绝变量存在单位根假设,因此可以确定该序列为平稳性序列。上述结果证明,lnscs和lnsinc之间存在协整关系,即在长期,消费和收入之间的关系是稳定的。
4.3 误差修正模型的建立
误差修正模型（ErrorCorrectionModel,简称ECM）是一种具有特定形式的计量经济模型,它是反映具有协整关系变量序列的一种极为有效的模型。在变量具有协整关系的前提下,建议误差修正模型来描述短期波动与长期均衡之间的影响关系。由式（4）得估计误差修正项序列为：
ecmtlnscs-0.039383-0.754016*lnsinc（5）
将式（5）代入误差修正模型,并用OLS法估计其系数,分别得到城镇居民和农村居民的消费和收入的误差修正模型：
dlnscs 0.703295*dlnsinc- 0.354504*ecmt-1（6）
（8.613084） （-2.151085）
R20.691591 D.W1.840153
（3）式表明,在长期重庆市农村居民实际收入水平的变化对消费的影响,lnsinc的长期变化对lnscs的长期变化的影响系数为0.754,影响较为显著。而（6）式表明,在短期重庆市农村居民消费水平不仅受收入还包括上期均横误差的影响,lnsinc短期变化对lnscs的短期变化的影响系数为0.703,短期和长期的影响系数均较大。因此,无论是在短期还是在长期重庆市农村居民的实际收入对消费的影响系数都较为显著。且（6）式中,ecmt-1的系数为-0.354,根据反向修正机制,当期波动偏离长期均衡时,误差修正项会对偏差进行35.45%幅度的调节,从而促使其走向均衡。
5 结论与政策涵义
综上所述,在重庆市农民实际收入与实际消费的相互影响和作用过程中,短期内,主要体现为农民实际收入对实际消费的影响作用；从长期来看,主要体现为实际消费对实际收入的影响。针对重庆市农民实际收入水平增加对实际消费增长的短期影响较为显著、实际消费对农民实际收入水平的长期拉动作用更为明显这一特征,建议重庆市今后采取必要措施,短期内通过增加农民收入来扩大消费,长期内则可以借助扩大内需来拉动经济。
对重庆市的农村居民而言,由于历年来的财富积累较少,当期的收入下降和上升都会使他们的消费水平发生变动。基于上述结论,要解决重庆市农村居民消费需求不足的问题,应当从以下几个方面入手：首先,着力提高农民短期和长期收入。要增加对农民尤其是低收入者的财政补贴,加大农民生产技能培训力度,转变农业生产发展方式,运用现代科学技术发展农业生产,提高农民的生产经管能力和抗风险能力。同时,政府应该加大农业保险的宣传力度,积极发展政策性农业保险,为农民分摊生产风险。其次,改善农村消费环境,加快农村基础设施建设。构建适应农村市场特征和要求的新型购销网络,完善农村商品市场流通体系。最后,加快建立农村社会保障体系,促进社会保障事业健康发展,为农民积极消费解除后顾之忧。
参考文献
［1］孙靓.2007年经济评述：提振农村消费正当时［N］.中国信息报,2008-02-19.
［2］秦朵.居民消费与收入的总量研究［J］.经济研究,1990（07）:46-49.
［3］臧旭恒.持久收入、暂时收入与消费［J］.经济科学,1994（01）:44-49.
［4］赵文奇.当代计量学中的协整理论［J］.统计研究,1996（06）:51-58.
［5］韩立岩.我国收入―消费关系的协整分析与模型分析［J］.管理世界,1998（05）:50-58.
［6］李锐.我国农村居民消费结构的数量分析［J］.中国农村经济,2003（05）:12-17.
［7］马骊,孙敬水.我国居民消费与收入关系的空间自回归模型研究［J］.管理世界,2008（01）:167-168.