吴玉霞 ,温宇静
(1.河北金融学院 河北省科技金融重点实验室,河北 保定 071051;2.财政部财政科学研究所博士后流动站,北京 100142;3.天津工业大学 经济学院,天津 300222)
收入不确定性因素对我国居民消费需求冲击的实证
吴玉霞1,2,温宇静3
(1.河北金融学院 河北省科技金融重点实验室,河北 保定 071051;2.财政部财政科学研究所博士后流动站,北京 100142;3.天津工业大学 经济学院,天津 300222)
文章采用“调整离差率”来界定不确定性收入,通过建立关于消费的分布滞后模型,对1982年以来我国居民可支配收入不确定性的变动情况及其对我国城镇居民和农村居民消费需求的冲击进行了实证分析,藉以剖析收入的不确定性因素在拉升我国居民消费需求中的作用。
收入不确定性;居民消费;协整检验
收入的不确定性指居民收入具有的人们无法准确观测、分析和预见的变化。不确定性收入一直是研究居民收入和居民消费等相关问题过程中不可或缺的重要变量。如何对收入不确定性进行科学、精确地测量一直是相关研究过程中的重点和难点。迄今为止,关于收入不确定性的估算方法学术界没有形成一致观点,也没有权威结论。典型的指标选取方法有代理变量法和各种测算方法。代理变量法,即利用职业占比、失业率、收入增长率等代理变量来作为收入不确定性的替代变量,而普遍运用的测算方法是使用收入和消费、地区等分组数据的标准差或方差,或是使用收入的变化趋势值与实际值之间的差额作为不确定性的估算值。
相比较而言,我们认为王健宇(2009)的测算方法更值得借鉴。根据收入不确定性的原始定义,引入“调整离差率”(Adjusted Deviation Rate)作为我国居民收入不确定性的量化指标,并对我国居民的收入不确定性进行测算。所谓调整离差率是指预期之外的收入的波动量占该年份预期收入的百分比,描述了预期之外的收入与居民预期收入之间的偏离程度。以上各种测算方法都有一定的科学性,但也存在一些不足。我们偏向于认为调整离差率可能更能反映收入的不确定性特征,因此,我们选择调整离差率作为衡量收入不确定性的指标。
调整离差率的计算公式为:
其中:ADRn表示居民第n年的调整离差率,In表示居民第n年的实际纯收入,In'表示居民第n年的预期收入值,In-1表示居民第n-1年的实际纯收入值,kn%表示居民第n年预期的收入增长率,为一段时间内居民收入的平均增长率。
在计算预期收入值时,需要首先计算预期收入增长率。这里我们利用前期实际纯收入数据,采用三年移动平均法来估算预期收入增长率。定义adru为我国城镇居民人均可支配收入的不确定性指标,adrr为我国城镇居民人均可支配收入的不确定性指标。城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入数据均来自于中国统计年鉴。估算结果见表1和表2。
图1 1981~2010年我国居民收入不确定性指标变动趋势
图1显示了1981~2010年我国居民收入不确定性指标的变动趋势。从图上可以看到,我国居民收入不确定性指标围绕坐标轴呈现波动变动趋势,其中大幅度波动的两个时间节点分别为1994年和1997年。无论是我国城镇居民还是农村居民,收入不确定性指标在1994年均呈现一个大幅度正向波动,收入的调整离差率分别为13.37和19.92,之后二者均迅速下降,在1997和1998年则分别跌至-15.17和-13.75,其余年份波动幅度则相对较小。1994年的正向波动应该源于1994年国家工资制度改革所带来的全民收入水平的随之上扬。而1997和1998年收入调整离差率的大幅下降则是受当时波及范围较大的亚洲金融危机以及伴生的严重通货膨胀的影响。
表1 我国城镇居民收入不确定性指标估算结果
表2 我国农村居民收入不确定性指标估算结果
关于我国居民收入的不确定性指标的具体变动特征可从其统计特征值得到明示(见表3)。
表3 我国居民收入不确定性指标统计特征值
由表3可知,收入不确定性对我国城镇居民收入的总体影响为正向影响,对我国农村居民收入的总体影响为负向影响,即不确定因素总体来说是增加了我国城镇居民的收入水平,不确定性因素对于城镇居民来说更多地表现为暂时性收入的多少,而对于农村居民来说,收入的不确定性则降低了农村居民的收入水平,此时收入的不确定性更多地表现为实际收入降低的风险。这说明随着我国在逐步向市场经济转型过程中,城镇居民由于文化水平相对较高,且多数有固定工作等原因,其收入来源呈现多样化的特点,在一定程度上提高了城镇居民的收入水平。而广大农村居民则由于在向市场经济转型过程中处于明显的弱势地位,其受到的不确定风险的冲击表现为负向影响,在一定程度上减少了我国农村居民的收入水平。
同时,通过计算我国城镇居民和农村居民收入不确定性指标的变异系数可知,我国城镇居民收入不确定性指标的变异系数大于农村居民收入不确定性指标的变异系数,这就意味着我国城镇居民暂时性收入虽然总体来说提升了总收入水平,但变动幅度较大,暂时性收入的不确定性特征显著。而收入不确定性因素对我国农村居民收入的负向影响虽然变动幅度不太大,但总体来说是持续降低了农村居民的收入水平。
居民消费需求是关于可支配收入的函数,收入的不确定性对我国居民消费需求的冲击力度需要通过估计我国居民消费需求函数来计量,这里我们通过建立我国居民消费的分布滞后模型来估计收入的不确定性对我国城镇居民和农村居民消费需求的冲击。
从消费理论上分析,研究居民消费应引入消费和收入变量的滞后变量,因为消费者跨期消费和对未来收入的不确定性预期的存在,使得消费者的消费不可能只考虑即期的收入水平,收入滞后变化肯定对即期消费有一定的影响,同样,在消费者的跨期消费行为也使得消费支出也容易产生滞后效应,所以分析居民的消费与收入关系应引入滞后变量。在时间序列数据中,滞后变量一般都有高度相关性,变量之间的多重共线性可能会导致参数估计很不准确,产生较大的误差。实际上,对于分布滞后模型来说,这并不是一个严重的问题,因为尽管对每个自变量的回归系数估计的不很准确,但分布滞后模型回归系数的和式对Yt的估计值却是相当精确的,可以解释当Xt变化时,对Yt产生的长期影响。因此,我们这里选用动态分布滞后模型来估计我国居民和农村居民消费函数。
令Ct为我居民当期消费需求,则我国居民消费需求的分布滞后模型基本形式为:
其中:n表示最大滞后期,μt为随机扰动项。
根据经典消费理论,影响居民消费的因素主要还有当期和前期的可支配收入、各种经济制度的变革,以及收入的不确定性。这里我们引入虚拟变量来衡量我国各种经济制度变革带来的冲击,分别定义为D(ii=1,2,…,n),收入的不确定性指标定义为ADR。估计我国居民消费需求的最终模型为:
其中:Yt-i为居民可支配收入,ADR为居民收入不确定性指标。
居民消费及收入指标的选取。鉴于改革开放以前,我国实行高度集中的计划经济,我国居民消费行为变化不大,本文对我国城镇和农村居民家庭人均收入和人均消费支出数据的选取期间均为1978~2010年。选取居民人均消费水平指标来衡量我国居民消费支出;选取城镇居民人均可支配收入作为衡量我国城镇居民收入水平的指标,选取人均纯收入作为衡量我国农村居民收入水平的指标。为剔除价格因素影响,采用1978年为基期的城镇和农村居民消费价格指数对以上指标进行平减。其中,1978年为基期的农村居民消费价格指数利用环比价格指数换算得到。
经济制度变动的影响度量。1978年以来,我国经济管理形式开始由计划经济逐步向市场经济转变,随之而来的是各种经济政策的调整,涉及居民切身利益的原有社会福利开始由市场来解决。国家相继对一些设计民众切身利益的经济政策进行了一系列的改革,涉及到城镇居民的主要包括高等教育收费并轨改革、医疗制度改革、住房商品化和市场化改革、税收制度改革、职工养老制度改革等措施。国家经济政策的调整对农村居民消费相对影响较小,影响农村居民的重大经济政策变动主要有高等教育收费改革、农村新型合作医疗保险制度的实施和农业税的全面免除。以上重大经济政策变动都可能对我国居民消费需求产生重要影响。引入虚拟变量D(ii=1,2,…,7)来反映经济政策变化对我国居民消费需求的影响。
其中:D1:高校教育收费制度改革的影响;
D2:城镇居民住房市场化改革的影响;
D3:城镇居民基本医疗保险制度改革的影响;
D4:个人所得税制度改革的影响;
D5:城镇职工养老制度改革的影响;
D6:农村新型合作医疗保险制度改革的影响;
D7:农村税收体制革的影响。
逢政策重大变动及以后年份取值为1,政策变动前的年份取值为0。各种制度变动的影响力度通过虚拟变量的回归系数来反映。
采用分布滞后模型来分别估计我国城镇和农村居民消费需求函数。为消除异方差,对平减后的消费和收入数据均取对数,分别定义为lnyu(我国城镇居民人均可支配收入)、lncu(我国城镇居民人均消费支出)、lnyr(我国农村居民人均纯收入)和lncr(我国农村居民人均消费支出)。所用软件为Eviews6.0。
⑴变量的平稳性和单整性检验
采用ADF检验法分别对adru、adrr、lnyu、lncu、lnyr、lncr及其一阶差分序列进行单位根检验,滞后阶数由AIC准则和SC准则来确定。检验结果如表4所示:
表4 各变量及其一阶差分序列的单位根检验结果
从检验结果来看,变量lnyu、lncu、lnyr、lncr和 adrr的ADF值均大于显著性水平为5%的临界值,说明存在单位根,这五个变量均为非平稳的时间序列。一阶差分后各变量的ADF检验值均小于显著性水平为5%的临界值,说明dlnyu、dlncu、dlnyr、dlncr和adrr是平稳的,因此,变量lnyu、lncu、lnyr、lncr和adrr均为I(1)过程。变量adru的ADF值小于显著性水平为1%的临界值,说明不存在单位根,该变量是平稳的I(0)过程。
⑵变量lnyu和lncu的协整检验
城镇居民消费相关变量的协整检验。由于变量adru为平稳的时间序列,而变量lnyu和lncu均为I(1)过程,所以,我们首先检验变量lnyu和lncu之间是否存在长期均衡的协整关系。采取ADF检验法对这两个变量进行协整检验。估计的残差序列et的单位根检验结果为:
表5 et的单位根检验结果
从表6的检验结果来看,et的ADF检验值小于显著性水平为5%的临界值,说明估计的残差序列et是平稳的,则变量lncu和lnyu之间存在协整关系,即二者之间存在协整意义上的长期稳定性。
农村居民消费相关变量的协整检验。经检验,变量dlnyr、dlncr和adrr均为I(1)过程,采用Johansen检验法对以上三个变量的协整关系进行检验。结果如表6所示。
表6 变量dlnyr、dlncr和adrr的Johansen检验结果
从Johansen检验的结果来看,变量dlnyr、dlncr和adrr之间存在两个协整关系,由此我们可以确定,变量dlnyr、dlncr和adrr之间存在协整意义上的长期稳定性。
⑶我国居民消费需求函数估计
根据前面的理论分析,引入虚拟变量D(ii=1,2,…,7)和收入不确定性指标分别建立分布滞后模型估计我国城镇居民和农村居民的消费需求函数,藉以度量收入不确定性对我国居民消费需求的冲击。
我国城镇居民消费需求函数估计。首先将变量dlncu、dlnyu、adru和虚拟变量D(ii=1,2,…,5)全部纳入模型,建立分布滞后“一般模型”,然后根据各个变量的显著性逐步剔除影响不显著的变量,最终得到约化后的模型为:
以上模型即为当前我国城镇居民消费行为的估计模型。由各个检验统计量的值可以看到模型拟合效果较好,除adru指标影响显著性稍差以外,其他解释变量的解释能力都较强。
采用类似方法估计我国农村居民消费需求函数估计。引入虚拟变量D1、D6和D7反映这三种经济体制变革带来的影响。将变量dlnyr、dlncr、adrr和以上三个虚拟变量全部纳入模型建立分布滞后模型,约化后的农村居民消费需求函数为:
模型修正后的可决系数达到0.856310,表明模型拟合效果较好,除adrr指标影响显著性稍差以外,其他解释变量的解释能力都较强。
⑴随着我国市场化改革的逐步推进,收入的不确定性总体来说对我国农村居民收入水平呈现负向影响,对我国城镇居民收入呈现正向影响。这说明在一定程度上,市场化改革使得我国农村居民所面临的收入风险加大,而同期我国城镇居民由于收入来源渠道多,收入呈现多样化状态,除固定收入以外的暂时性收入总体来说提高了城镇居民的收入水平。
⑵收入不确定性因素对我国居民消费需求的影响为并不十分显著的负向冲击。
通过模型估计结果可以看出,1981年以来,我国城镇居民和农村居民对数的人均可支配收入与人均消费支出之间均存在协整意义上的长期稳定均衡关系。样本期间收入不确定性对我国居民消费有着并不十分显著的负向冲击,说明收入不确定性对于我国城镇居民和农村居民消费需求有着负向影响,但冲击力不是太大。其中收入不确定性因素对对数的我国城镇居民消费需求的影响弹性系数为-0.034205,对数的收入不确定性因素影响对数的我国农村居民消费需求的弹性系数为-0.026175。即收入不确定性风险每增加(减少)1%,我国城镇居民消费需求将下降(上升)0.034205%;对数的不确定性风险每增加(减少)1%,我国农村居民消费需求将下降(上升)0.026175%。
⑶临时性收入的多样性虽然总体来说可以提高我国城镇居民的收入水平,但由于我国城镇居民面对的硬性消费支出份额较多,其当期消费需求动力更多地源于前期收入水平(前一期收入水平对当期消费需求影响的弹性系数为0.562818,前两期收入水平对当期消费需求影响的弹性系数为0.439477,当期收入对当期消费需求影响的弹性系数为0.217072),而前两期的消费支出会严重削减本期消费需求(前一期消费支出对当期消费需求影响的弹性系数为-0.582289,前两期消费支出对当期消费需求影响的弹性系数为-0.252132,),说明拉升我国城镇居民消费需求需不断完善现行社会保障体系,缓解其消费支出预期压力。
⑷我国农村居民消费需求本身就很脆弱,收入不确定性风险使得农村居民消费雪上加霜。从模型估计结果可以看出,当期收入水平是我国农村居民消费需求的主要决定性因素(当期收入水平对当期消费需求影响的弹性系数高达0.924049),而与城镇居民消费需求不同的是,前期收入对我国农村居民消费需求影响并不显著,这说明二元经济结构下,广大农村收入比较低,储蓄并不能成为农村居民消费的动力。同时,我们还看到,前一期消费支出对当期农村居民消费需求为正向影响(前一期消费支出对当期消费需求影响的弹性系数为0.377437),而前两期消费支出对当期农村居民消费需求为负向影响(前两期消费支出对当期消费需求影响的弹性系数为-0.349177),说明农村居民消费需求刚性特点很突出,这也从一个侧面说明我国农村居民收入水平低,收入来源渠道少,消费需求增长乏力的主要原因是收入太少,而刚性支出又太多造成的。
⑸拉升我国居民消费,应从增加居民临时性收入来源渠道多样化上入手。同时必须尽快完善城镇居民社会保障体系,以提升我国城镇居民消费水平;而对于广大农村居民来说,想方设法发展农村经济,加快农村城镇化步伐,尽快提高农村当期居民收入水平是尤为重要的战略基点。
[1]王健宇.收入不确定性的测算方法研究[J].统计研究,2010,(9).
[2]闻潜.论宏观调控基本理念的转变——由深层次矛盾凸显而引致的政策调整问题[J].经济经纬,2005,(1).
[3]罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为[J].经济研究,2004,(4).
[4]申朴,刘康兵.中国城镇居民消费行为过度敏感性的经验分析:兼论不确定性、流动性约束与利率[J].世界经济,2003,(1).
[5]周京奎.收入不确定性、住宅权属选择与住宅特征需求——以家庭类型差异为视角的理论与实证分析[J].经济学(季刊),2011,(7).
[6]郭英彤.收入不确定性对我国城市居民消费行为的影响——基于缓冲储备模型的实证研究[J].消费经济,2011,(12).
[7]Skinner Jonathan.Risk Income,Life Cycle Consumption,and Precau⁃tionary Savings[J].Journal of Monetary Economics,1988,22(2).
[8]Carroll C D.The Buffer-stock Theory of Savings:Some Macro-eco⁃nomic Evidence[J].Brook-ing Papers on Economic Activity,1992,2.
F126
A
1002-6487(2013)14-0114-04
河北省社会科学基金资助项目(HB10FTJ004)
吴玉霞(1971-),女,河北邢台人,博士后,副教授,研究方向:国民经济统计分析。
温宇静(1979-),女,山西长治人,博士,副教授,研究方向:国民经济统计分析。
(责任编辑/易永生)