中國居民消費與收入的長短期非對稱性動態(tài)關系

徐小君 劉欣瑤

摘要：為考察我國居民如何調整消費以適應收入的變化，采用1978-2017年城鎮(zhèn)和農村居民消費和收入數(shù)據(jù)，運用非線性自回歸分布滯后NARDL模型，對收入影響消費的非對稱性特征進行了實證研究。結果顯示：1.城鎮(zhèn)居民由于流動性約束的存在，正向臨時性收入變化導致消費增長的程度大于負向臨時性收入變化導致消費減少的程度;2.農村居民由于風險規(guī)避和預防性儲蓄的原因，正向臨時性收入變化導致消費增長的程度小于負向臨時性收入變化導致消費減少的程度。研究有助于認識和理解我國居民消費的動態(tài)變化過程及原因，從而對政府部門制定消費相關政策有著參考意義。

關鍵詞：居民消費;臨時性收入;持久性收入;非線性自回歸分布滯后模型

作者簡介：徐小君，華僑大學經(jīng)濟與金融學院副教授，經(jīng)濟學博士，主要研究方向：貨幣金融學、宏觀經(jīng)濟學（Email：xuxiaojun@hqu.edu.cn）;劉欣瑤，華僑大學經(jīng)濟與金融學院碩士研究生，主要研究方向：貨幣金融學（福建泉州362021）。

基金項目：國家社會科學基金一般項目：我國新型貨幣政策的結構調整功能及其有效性研究（17BJY192）

中圖分類號：F126

文獻標識碼：A

文章編號：1006-1398（2020）04-0084-13

一 前言

改革開放40年以來隨著收入的長期穩(wěn)定增長，我國居民消費保持了平穩(wěn)較快增長態(tài)勢，居民消費能力不斷提高，消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用進一步增強，逐漸成為經(jīng)濟平穩(wěn)運行的“壓艙石”。隨著收入水平的快速上升，我國從貧困落后進入中等收入行列，再邁向高收入國家，居民的消費行為也隨之發(fā)生著不斷地改變。家庭消費觀念不斷更新，消費需求一直處于轉型和升級之中。因此考察我國居民消費行為的動態(tài)發(fā)展和演變過程，研究經(jīng)濟轉軌背景下居民消費變化的影響因素及其原因，有助于豐富與發(fā)展現(xiàn)有消費經(jīng)濟理論。另一方面，近年來隨著我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，如何引導和促進消費轉型升級，從而帶動產業(yè)結構調整升級，培育和發(fā)展經(jīng)濟增長新動力，已成為政府相關部門的重要課題。故研究我國居民消費的動態(tài)變化及其原因，有著重要的現(xiàn)實意義。

居民消費一直是被主流經(jīng)濟學長期關注的研究主題。消費理論與社會學、管理學甚至于心理學都緊密相關。根據(jù)Deaton，消費經(jīng)濟理論發(fā)端于凱恩斯對宏觀經(jīng)濟的討論，F(xiàn)riedman的持久收入理論，以及Ando和Modigliani的生命周期理論，一般被認為是關于消費與收入關系的經(jīng)典理論。持久收入假說代表的經(jīng)典消費理論有三個方面的前提假設，即假設消費者理性、市場無摩擦以及未來收入無不確定性。消費的后繼相關研究大多從這三個角度對經(jīng)典理論進行修正和發(fā)展。Leland將未來收入不確定性引入模型后發(fā)現(xiàn)，消費者會減少當期消費，增加預防性儲蓄以應對未來收入風險。Flavin實證研究發(fā)現(xiàn)，消費與當期和過去收入存在著顯著的相關性。經(jīng)典消費理論認為，消費主要取決于居民的持久性收入，與消費者預期到的收入關系不大。Flavin的實證結果被稱為消費的過度敏感性特征。Campbell和Deaton的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，未預期到的意外收入對消費影響程度，小于經(jīng)典消費理論的預測。這被稱為消費的過度平滑性特征。Flavin從流動性約束和消費者近視（Myopia）行為角度，分別對消費的過度敏感性現(xiàn)象進行了原因分析。Campbell和Mankiw假設部分居民遵從消費支出的經(jīng)驗法則，經(jīng)驗結果支持了他們猜想的假設。Bowman、Minehart和Rabin提出損失厭惡假說?；谛袨榻?jīng)濟理論（Tversky和Kahneman，1991），他們研究認為，如果收入增加，消費者容易提高消費水平;而如果收入下降，消費者相對比較難以降低消費水平。這類似于消費的“棘輪”效應假說（Duesenberry，1948）。最近研究消費與收入關系的文獻（如Agarwal和Qian，2014）大多利用家庭微觀數(shù)據(jù)，從金融制度或消費者異質性等角度進行經(jīng)驗研究。

國內秦朵較早地對中國消費和收入之間的動態(tài)關系進行了實證研究。杭斌和申春蘭利用城鎮(zhèn)居民的年度數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，消費與收入存在長期均衡關系和短期動態(tài)關系。萬廣華等發(fā)現(xiàn)流動性約束和不確定性兩個因素，降低了我國居民的消費水平?？讝|民從行為金融的角度進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民具有較為明顯的損失規(guī)避傾向，但不存在明顯的短視行為和即期流動性約束。杜海韜和鄧翔與陳沖等文獻，實證研究了不確定性對中國居民消費行為的影響?；谖⒂^家庭調查數(shù)據(jù)進行的研究，如周建軍等與康書隆等主要考察金融制度、房價和家庭條件等因素對消費的影響。張恒龍和姚其林選取農村居民與城鎮(zhèn)居民2000年以后的收入與消費支出數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，與消費能力相比，消費意愿在較多年份制約了城鄉(xiāng)居民消費支出的增長。王小華等利用1978-2017年我國農村居民住戶調查數(shù)據(jù)，對農民消費行為的實證研究發(fā)現(xiàn)，在2004年前后表現(xiàn)出了明顯的“消費壓抑”和“消費釋放”這一兩極分化現(xiàn)象。

關于消費的理論與實證研究，國外相關文獻雖然已經(jīng)取得了較多成熟的成果，但主流消費理論主要是基于西方發(fā)達國家的經(jīng)濟現(xiàn)實發(fā)展而來，并且西方經(jīng)濟學中對消費行為的解釋包括各種不同的理論假說。西方消費理論能否或究竟哪類理論能夠解釋和應用于我國的經(jīng)濟現(xiàn)實，對此問題的嘗試性探索是本文研究的動機之一。另一方面，國內關于我國居民消費行為的研究文獻雖然也從各個角度來檢驗各種消費理論，但大部分文獻只考慮收入對消費影響的線性對稱性效應，較少有文章從居民收入的正向和負向變動角度考察消費的非線性變化效果。這是我們研究我國居民消費行為的另一個原因。

本文主要考察我國居民消費對收入變化的動態(tài)非線性反應過程。文章將居民收入分解為臨時性和持久性兩個部分。臨時性收入一般未被居民預期到，是意料之外的收入。持久性收入一般為居民意料之中的穩(wěn)定性收入。我們利用非線性自回歸分布滯后（NARDL）模型，建立消費與收入的長期均衡關系和短期動態(tài)關系，分析正向和負向的臨時性收入變動對消費造成的非對稱性影響效應。NARDL模型將變量間的長期均衡關系和短期動態(tài)關系納入同一個分析框架，能夠模擬外生沖擊影響變量的動態(tài)變化過程，并且可對變量間的短期和長期關系進行非線性分析。相對于其他的機制轉換類模型，NARDL模型有下面三個優(yōu)勢。第一，NARDL模型通過普通最小二乘法（OLS）估計參數(shù)，OLS估計方法簡單易行且容易理解，模型估計結果易于評估。第二，NARDL模型中變量間長期均衡關系的存在性檢驗，可采用Pesaran、Shin和Smith提出的界限檢驗法（Bounds Testing Procedure）。相對其他檢驗變量間長期關系的方法，界限檢驗法的優(yōu)勢是，無論被檢驗變量是平穩(wěn)的I（O）還是單整的I（1），也不論變量間是否相互協(xié)整，界限檢驗法總是可行的。第三，NARDL模型中變量間的長期非對稱性和短期非對稱性，可以采用標準的Wald法來檢測其存在性。故NARDL模型是本文研究消費與收入動態(tài)關系理想的計量工具。

本文利用NARDL模型，研究消費與收入間的長期均衡關系和短期動態(tài)關系，并且計量分析正向和負向收入變動對消費影響的非對稱性效應。文章結合各類消費經(jīng)濟理論，探討和分析在收入快速增長的背景下，城鎮(zhèn)和農村居民消費動態(tài)變化的動力和原因。參考Shea研究消費行為的計量模型設定，本文構建計量模型檢驗我國城鎮(zhèn)和農村居民消費反應變化可能存在的四種原因。具體而言，我們通過計量模型檢驗持久收入假說、近視消費假說、風險規(guī)避假說以及流動性約束理論，比較分析這四種理論中哪種比較適合解釋我國居民的消費行為。文章后繼第二部分為消費理論與計量模型設定，第三部分為消費計量模型結果與分析，最后是文章的研究結論。

二 消費理論的計量模型構建與檢驗設定

（一）基礎消費理論

弗里德曼的持久收入假說是消費的經(jīng)典理論。費里德曼將居民收入分解為持久性收入與暫時性收入。持久收入是長期的平均收入，是較少受到影響且能夠被預期到的穩(wěn)定收入。暫時性收入定義為實際收入與持久收入之差，是臨時性和偶然因素導致的，不會對消費者的終身財富產生顯著性影響。費里德曼認為消費主要決定于持久性收入，設變量C_t表示居民消費水平的對數(shù)值，將居民收入對數(shù)值分解為趨勢性成分Y_t和臨時性成分X_t兩個部分。X_t可理解為居民的暫時性收入，Y_t可理解為居民的持久收入水平。為檢驗居民理性預期下消費的持久收入理論，可設置計量模型：

回歸模型（1）中參數(shù)α為常數(shù)項，μ_t為回歸誤差項。盧表示暫時性收入的回歸系數(shù)，γ表示持久性收入的回歸系數(shù)。如果消費者是理性預期的，應該有回歸系數(shù)β=0，也即暫時性收入不影響消費水平。

（二）自回歸分布滯后模型

為構建一般形式的消費計量模型，下面考慮兩種理論假設下的消費者行為。一種理論假設消費者不能做出完全理性的收入預期，在此假設下消費者不能判斷當期收入的變化是短期偶然性的還是長期持久性的。這時一般假設消費者對持久性收入預期的調整是適應性的，也被稱為收入的適應性預期模型（Adaptive Expectations Model）。另一種理論假設由于消費慣性等原因的存在，消費者只能部分調整其每一期的消費水平以適應收入的變化。這被稱為消費的部分調整模型（Partial Adjustment Model）。根據(jù)Gujarati和Porter的分析，在上述兩種情況下，消費計量方程的一般形式皆可設計為自回歸分布滯后模型。故遵從一般到特殊的建模原則，本文構建消費與收入關系的一般計量模型形式，具體可以通過自回歸分布滯后模型ARDL（p，q1，q2）表示為：

二 計量結果與分析

（一）數(shù)據(jù)與變量說明

本文選擇的主要數(shù)據(jù)為城鎮(zhèn)居民與農村居民的人均可支配收入和人均消費支出，樣本區(qū)間為1978年至2017年，包括了改革開放后40個年度數(shù)據(jù)。因城鎮(zhèn)居民與農村居民的收入和消費都存在較大差異，我們對兩者分別建立模型研究考察。為消除價格因素的影響，計量模型中采用的經(jīng)濟變量為實際值。城鎮(zhèn)和農村居民可支配收入和消費支出，采用其名義變量值分別通過相應的定基價格指數(shù)調整后的數(shù)據(jù)。價格指數(shù)分別采用城鎮(zhèn)與農村的消費物價定基指數(shù)。數(shù)據(jù)來源為中國各年統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）變量的描述性統(tǒng)計分析

表1是我國城鄉(xiāng)居民實際人均可支配收入與消費支出增速的描述性統(tǒng)計。城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入39年的平均增速約為7.0%，消費支出增速平均約為6.3%。農村居民人均實際可支配收入的平均增速約為7.1%，消費增速平均約為7.0%。按照1978年的不變價格，1978年城鎮(zhèn)居民人均實際年收入為343.4元，消費年支出為311.2元。2017年城鎮(zhèn)居民人均實際年收入已經(jīng)增長到5292.5元，消費支出增長到3554.7元。近40年城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入約增長了15.4倍，消費支出增長了11.4倍。農村居民人均實際可支配收入和消費支出從1978年的133.6元與116.1元，增長到2017年的2164.1元與1765.0元，分別增長了16.2倍和15.2倍。這些數(shù)據(jù)說明改革開放40年以來，我國居民實際收入與消費總體保持較快增長速度。

城鎮(zhèn)和農村居民可支配收入增速的標準差分別為3.60%和4.75%，偏度分別為-0.3560和-0.4972。這說明農村居民收入增速時間序列的波動性與偏度都相對較大，而且城鎮(zhèn)和農村居民可支配收入增速兩個時間序列的擬合分布都是左偏的。正態(tài)分布的偏度為0，峰度為3。擬合分布左偏或偏度系數(shù)為負值，則分布左邊尾部相對右邊較長。兩個序列擬合分布左偏，說明收入增速下降或增速低于均值水平發(fā)生的概率較大（大于0.5）。負偏度系數(shù)的絕對值越大，收入增速低于均值水平發(fā)生的概率越大。城鎮(zhèn)和農村居民收入序列的峰度分別為3.2和4.1，說明農村居民收入增速序列擬合分布有較粗的尾部，而城鎮(zhèn)居民收入增速序列擬合分布尾部較接近于正態(tài)分布。Jarque-Bera指標是用于檢驗序列是否服從正態(tài)分布的統(tǒng)計量，JB統(tǒng)計量對應的概率值越小，則越傾向于拒絕序列為正態(tài)分布的原假設。居民收入序列的JB統(tǒng)計量及其概率值表明，兩個序列都可認為近似服從正態(tài)分布。

城鎮(zhèn)和農村居民人均實際消費支出增速的標準差分別為3.31%和4.87%，偏度分別為-0.8964和0.1480。通過這些數(shù)據(jù)可知，農村居民消費支出波動性相對較大。偏度指標顯示，城鎮(zhèn)居民消費支出增速左偏，農村消費支出增速輕微右偏。峰度統(tǒng)計量說明，城鎮(zhèn)居民消費支出增速序列擬合分布有較大程度的厚尾特征。最后JB統(tǒng)計量檢驗傾向于認為城鎮(zhèn)居民消費增速序列擬合分布不同于正態(tài)分布。

（三）計量模型結果分析

根據(jù)前述消費理論和計量模型的討論，表2報告了主要模型（6）的計量結果。由于城鎮(zhèn)居民與農村居民在收入以及影響消費的其他因素方面有較大差異，我們分別對兩者做計量分析。計量模型（6）中解釋變量滯后階數(shù)的選擇，是根據(jù)消費經(jīng)濟理論與計量理論限定雙重約束下確定的。首先，由前述消費理論的討論可知，假設居民對收入的預期是適應性的，或者由于消費慣性的存在，居民對消費只能是部分調整的，在這些假設下，計量模型（6）中解釋變量被設定為滯后一階。其次，根據(jù)計量模型試驗結果，在各種滯后階數(shù)模型中，選擇相應的統(tǒng)計指標表現(xiàn)最好的模型。

表2中第一列為非線性自回歸分布滯后模型NARDL中的變量，變量含義與模型（6）中的一致。表2第二列報告了城鎮(zhèn)居民消費模型1A中變量的估計系數(shù)及其相關統(tǒng)計量。表2第三列括號中的數(shù)值，表示統(tǒng)計量估計值對應的標準誤差。城鎮(zhèn)居民消費模型選擇了自回歸分布滯后模型的形式，解釋變量中消費因變量最大滯后一階，其他三個收入變量也是最多滯后一階。模型中變量滯后階數(shù)主要是通過赤池信息準則（Akaike Information Criterion，AIC）選擇確定。AIC準則和修正的決定系數(shù)Adj_R²類似，兼顧了模型設置的簡潔性和擬合的精確性。模型1A與其他形式的NARDL模型相比，AIC統(tǒng)計量最小，并且基本符合消費經(jīng)濟的理論約束。但模型1A中變量△X^-_t的估計系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，并且系數(shù)為負值。△X^-_t的系數(shù)為負，其經(jīng)濟含義為臨時性收入減少導致消費支出增加，這與經(jīng)濟理論相違背。故在城鎮(zhèn)居民的消費模型1B中，變量△X^-_t被刪除。模型1B的修正決定系數(shù)Adj_R²和AIC統(tǒng)計量，與模型1A相比都有所改善。模型1B中各解釋變量系數(shù)在統(tǒng)計上顯著，并且具有經(jīng)濟學含義。故模型1B為本文采用來分析城鎮(zhèn)居民收入對消費動態(tài)影響的基本工具。農村居民消費模型的確定過程類似于上述城鎮(zhèn)居民消費模型的選擇過程。表2最后兩列中模型2給出了農村居民消費的計量結果。

表3城鎮(zhèn)居民消費方程中，消費對永久收入的邊際反應系數(shù)大概是0.88，也即消費增長速度低于收入增長速度，城鎮(zhèn)居民收入中一部分用于儲蓄并且其增長較快。但在農村居民消費方程中，消費對永久收入的邊際反應系數(shù)大概是1.28，說明在所考察的樣本期內，農村居民消費增速對其收入增長速度邊際反應大于1。這可能說明了改革開放初期，我國農村居民消費處于較低的生存水平，之后隨著收入水平的提高，消費快速增長。需要注意的是，上面討論的兩個系數(shù)，是消費增長率對收入增長率的邊際反應。如果要分析樣本期內消費對收入的平均反應，必須考慮整個回歸方程，包括方程中的截距項。比如，假設永久性收入增長率為7%（大致等于樣本期內平均收入增長率），臨時性收入增長率為0，根據(jù)表3中方程的估計系數(shù)，城鎮(zhèn)居民平均消費增長率大約是7.00%（0.5298+10×0.8812），農村居民平均消費增長率大約是7.59%（-1.3751+7×1.2814）。考慮到臨時性收入影響的誤差，上述結果基本符合理論分析和預測的結果。

圖1給出了居民消費對持久性收入變化的動態(tài)反應過程。假設居民消費與收入在第0期保持在均衡水平上。首先考察城鎮(zhèn)居民消費的動態(tài)變動情況。假設持久性收入Y_t在當期（圖中為第一期）增長了1%，相對于第0期，城鎮(zhèn)居民在當期即將消費水平調整增加了約0.8%，第二期消費支出增加了約0.88%。城鎮(zhèn)居民調整其消費水平以適應收入變化，但在第二期基本調整達到了新的長期均衡水平。故受到持久性收入變動的影響，城鎮(zhèn)居民消費的調整幅度較大，調整速度比較快，在較短時間達到新的均衡水平。下面分析農村居民消費的動態(tài)變動情況。假設持久性收入Y_t在當期增長1%，相對于第0期，農村居民在當期只將消費水平調整增加了約0.56%，第二期消費支出增加了約0.72%，第三期消費支出增加了約0.84%。根據(jù)表2中模型2的結果，持久性收入Y_t增長1%，農村居民消費水平最終增長1.28%后將達到新的均衡水平。從圖1中農村居民消費的動態(tài)變化情況可知，受持久性收入變化的影響，農村居民緩慢調整其消費水平，消費水平在15期之后才接近于新的均衡水平。故受到持久性收入變動的影響，農村居民消費的調整幅度較小，調整速度比較慢，在較長時間才會達到新的均衡水平。

圖2給出了城鎮(zhèn)居民消費對臨時性收入變化的動態(tài)非對稱性反應。假設在第0期，城鎮(zhèn)居民消費與收入處于均衡水平，而在第一期臨時性收入發(fā)生了變化。如果在第一期臨時性收入水平增加了1%，相對于第0期，城鎮(zhèn)居民消費在當期即增加了約1.09%，第二期消費增加了約0.99%。相對于第一期的消費水平，第二期消費水平反而有所下降。臨時性收入發(fā)生變化后，新的均衡消費水平大約比原來增加0.98%。城鎮(zhèn)居民消費在第三期已調整接近于新的均衡水平值。圖2上方實線表示消費對臨時性收入增加1%的動態(tài)反應過程。圖2下方虛線表示在臨時性收入減少1%的影響下，消費的動態(tài)反應過程。如果在第一期臨時性收入水平減少了1%，城鎮(zhèn)居民在當期沒有對消費進行調整，而是維持原水平不變。第二期城鎮(zhèn)居民才將消費下調了0.83%，第三期消費水平下調了0.92%，第三期的消費水平已下調到接近于新的均衡消費水平。

圖2中間實線表示消費對正向和負向臨時性收入變動反應的差異值。受到不同方向的臨時性收入變動的影響，城鎮(zhèn)居民消費變化呈現(xiàn)出明顯的非對稱性效應。臨時性收入增加，消費立刻隨之增長，甚至出現(xiàn)“超調”現(xiàn)象。這說明城鎮(zhèn)居民消費支出可能存在流動性約束。城鎮(zhèn)居民通過貸款融資來支持消費支出受到限制。在流動性約束下，只有當收入增加時，居民才能擴大消費支出。如果臨時性收入下降，消費并不隨之立刻下降，而是在一期之后才開始下調消費水平，并且下調幅度相對較小。導致上述消費現(xiàn)象的原因可能有兩個。第一個原因是城鎮(zhèn)居民在當期發(fā)現(xiàn)收入下降，但無法判斷收入是臨時性的變動還是長久性的改變，故在等待和觀察一期后再做消費調整的決定。當他們確認收入變化是臨時性的，也即在長期收入水平與變化趨勢不會發(fā)生根本變化，城鎮(zhèn)居民減少消費支出的程度較小。導致這一現(xiàn)象的第二個原因是，城鎮(zhèn)居民消費存在上調容易而下調難的棘輪效應。圖2中間實線表示消費對不同方向臨時性收入變動反應的差異值，其上下兩條虛線分別表示95%置信區(qū)間的上下限值。消費反應的差異值在前兩期其置信區(qū)間的下限大于0，但從第三期開始，其置信區(qū)間包括0。故城鎮(zhèn)居民消費對正負向臨時性收入變動的非對稱性效應在短期內表現(xiàn)顯著，但在長期這種非對稱效應表現(xiàn)不明顯。

圖3給出了農村居民消費對臨時性收入變化的動態(tài)非對稱性反應過程。假設消費與收入在第0期處于長期均衡關系水平，而到第一期臨時性收入發(fā)生了變化。圖3上方實線表示臨時性收入增加1%，農村居民消費的反應過程。相對于第0期，臨時性收入在第一期增加了1%，農村居民消費在當期增長了約0.74%，在第二期增加了約1.41%。消費隨后繼續(xù)保持緩慢增長，直到第10期才逐漸上調接近于新的均衡水平。臨時性收入增長1%，新的均衡水平上消費最終約增長3.77%。圖3下方虛線表示臨時性收入減少1%，農村居民消費的反應過程。臨時性收入在第一期減少了1%，農村居民消費在當期減少了約1.11%，在第二期減少了約1.92%。消費隨后繼續(xù)保持緩慢減少，直到第10期才逐漸下調接近于新的均衡水平。臨時性收入減少1%，新的均衡水平上消費最終約減少4.79%。由上述分析可知，農村居民對臨時性收入變化的動態(tài)反應過程類似，消費對收入變動的調整幅度小、調整速度慢，經(jīng)過較長時期才逐漸調整接近于新的均衡水平。

農村居民消費對臨時性收入變化的反應存在顯著的非對稱性差異。圖3中間實線表示正向與負向臨時性收入變動對消費影響的差異值，其上下兩條虛線表示95%置信區(qū)間的上下限。消費反應的差異值從第一期開始一直顯著小于0，從第10期以后，差異值逐漸穩(wěn)定在-1.01%附近。這說明農村居民對臨時性收入的負向變動反應程度較大。根據(jù)前文對消費理論的分析可知，我國農村居民可能將收入變化視為收入的不確定性，或者理解為收入風險。臨時性收入增加，雖然是收入風險出現(xiàn)了有利的一面，但居民仍緩慢上調其消費水平，預防未來收入的不確定性。臨時性收入減少，收入風險出現(xiàn)了不利的一面，農村居民緩慢下調其消費水平，并且在長期其下調幅度相對較大，以應對未來可能再次出現(xiàn)收入減少的不利風險。這種消費的不對稱性反應也符合行為金融理論對消費者行為的描述。一般情況下人們對損失和獲得的敏感程度是不同的，損失時的痛苦感要顯著超過獲得時的快樂感。我國農村居民消費行為符合上述特征，即在收入增加時消費增長的變化程度較小，而在收入減少時消費減少的變化程度相對更大。

四 研究結論

文章基于我國改革開放以來40年的宏觀數(shù)據(jù)，運用非線性自回歸分布滯后模型，分別研究了城鎮(zhèn)與農村居民消費對收入變化的動態(tài)反應過程。為研究預期到的穩(wěn)定性收入與未預期到的臨時性收入對消費的影響效應，我們將居民收入分解為臨時性成分和持久性成分。NARDL模型可對消費與收入的長期均衡關系和短期動態(tài)關系進行計量研究，并且可分析收入對消費影響的非對稱性效應?；诔擎?zhèn)組和農村組模型估計的結果，我們分別對兩組居民消費動態(tài)變化的基本原因進行了探討和分析。

基于非線性自回歸分布滯后模型的實證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民在短期內臨時性收入對消費的影響存在不對稱性效應，消費對正向臨時性收入變化的反應較大，而對負向臨時性收入變化的反應延遲且程度較小，持久性收入對消費的影響系數(shù)顯著為正。在長期，城鎮(zhèn)居民消費對收入的不對稱性反應不顯著。上述結果可能是因為城鎮(zhèn)居民消費融資存在流動性約束造成的現(xiàn)象。長期以來我國城鎮(zhèn)居民收入增長持續(xù)且穩(wěn)定。根據(jù)消費的持久收入理論，居民在其生命周期內根據(jù)其總財富來決定每一期的消費支出。因現(xiàn)期的收入水平不足以支持最優(yōu)的消費支出，居民最理想的辦法是從金融市場融資來增加消費。由于我國金融制度和市場發(fā)展的相對滯后，居民存在流動性約束，無法或不能完全通過金融市場融資以增加消費。這樣城鎮(zhèn)居民消費水平的變化主要取決于收入的變化，并且在預期收入快速穩(wěn)定增長的前提下，城鎮(zhèn)居民在收入上漲時傾向于更大幅度上調消費;而在收入下降時消費下調的程度相對較小，這可能是因為城鎮(zhèn)居民具有較強的消費棘輪效應。

基于農村居民相關數(shù)據(jù)的估計結果顯示，短期內臨時性收入上漲促進消費上升的程度，小于其下降使消費減少的程度，雖然這一結果在統(tǒng)計上不顯著。但在長期，正負向臨時性收入變動對消費的影響存在顯著的非對稱性。農村居民在收入上漲時增加消費的程度相對較小，而在收入下降時減少消費的程度較大。持久性收入變化對消費的影響系數(shù)顯著為正數(shù)。上述消費模型的估計結果可能是我國農村居民規(guī)避收入不確定性的風險厭惡行為造成的。由前文消費和收入數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計報告可知，農村居民可支配收入的標準差相對較大，并且序列呈現(xiàn)較大程度的左偏和厚尾特征。改革開放以來我國農業(yè)生產經(jīng)營性收入在農民總收入中占比逐漸減少，而占比逐步上升的工資性收入與其他經(jīng)營性收入的穩(wěn)定性較差，故我國農村居民收入的不確定性較大。另一方面，我國農村社會保障制度發(fā)展相對滯后，這些事實都使得農村居民更加關注和規(guī)避收入風險。為預防未來收入的不確定性，農村居民在收入上升時增加消費的程度較小，而在收入下降時較大幅度減少消費來增加預防性儲蓄，以應對未來可能還會存在的收入下降風險。

本文運用非線性自回歸分布滯后模型，對我國城鎮(zhèn)和農村居民消費與收入的動態(tài)關系進行了實證研究，并探討分析了導致消費非對稱性動態(tài)變化的基本原因。文章的經(jīng)驗研究有助于從理論上發(fā)現(xiàn)和認識我國居民消費的動態(tài)演變過程及其原因，也對政府等相關部門制定消費的相關政策提供了參考。本文的后繼研究，可利用微觀家庭調研數(shù)據(jù)，更進一步分析和檢驗各種因素對消費的作用機制和影響效應，從而明確消費受到收入等因素影響而變化的基本原因。

【責任編輯 吳應望】