中国社会科学2012年第12期 续表2 城镇居民 农村居民 0.89227(0.063733 0.77252(0.16007) 0.78837(0.19132) 0.80701(0.11690) 0.67350(0.07019) 0.84823(0.1143 0.86244(0.33068) 0.89871(0.13669) 0.81145(0.09496) a2000 87387(0.06477) 0.91717(0.28177) 84158(0.10908) 94196(0.16348) 0.81366(0.06275) 0.65304(0.13921) a2003 0.76717(0.22918) 63588(0.04856) a2005 0.79297(0.04549) 0.76313(0.22872) a206 0.60626(0.06644) 0.77012(0.14721) a2007 0.61945(0.05842) 0.80949(0.10286) 0.88298(0.04973) 0.73153(0.18139) F-statistic 23.6 1.99 2.05 注:括号内为标准误差 在表2基础上,利用公式en=a1ψ十a3o,计算城镇和农村居民消费支出与 收入变化的弹性。①以河北城镇居民为例,1991年持久收入弹性为0.95443,利用 这个弹性与收入持久系数相乘,可以得到消费和持久收入之间的弹性为0.95443× 0.85,约0.806。这个弹性并没有考虑各种收入冲击对支出收入弹性的影响。从表2 看,临时性收入冲击影响是非常显著的,尽管持久性收入冲击影响为负但并不显著 这一点无论对城镇居民还是农村居民都一样。临时性收入冲击使城镇居民支出收入 弹性大约上升0.21,农村居民支出收入弹性大约上升0.22。这样,考虑收入冲击影 响,1991年河北城镇居民支出收入综合弹性约为1.01。在获得支出收入弹性后,最 后利用AC_。Cc,即可获得居民边际消费倾向。图1和图2描绘了居民边际 △Yn=anYa=1 消费倾向地区均值变化的趋势特征。从中看出,城镇居民边际消费倾向总体上要比 农村居民高,这一结论与 McCarthy、刘建国等的研究基本一致。②在趋势上,城镇 与农村存在一定差异,城镇居民边际消费倾向总体呈逐步下降趋势,尤其是自1999 年之后,下降趋势更为明显,所有地区平均水平从2000年的约0.73下降到2009年 ①因持久性收入冲击系数a2不显著,所以忽略持久收入冲击对消费产生的边际影响 Jonathan McCarthy, "Imperfect Insurance and Differing Propensities to Consume across Households, "Journal of Monetary Economics, vol 36, no. 2, 1995, pp. 301-327; x) 建国:《我国农户消费倾向偏低的原因分析》,《经济研究》1999年第3期 72中国社会科学 2012年第 12期 续表 2 城镇居 民 农村 居民 al995 0．89227 (0．06373) 0．77252 (O．16007) al996 0．78837 (O．19132) 0．80701 (O．11690) a1997 0．67350 (0．07019) 0．84823 (O．11437) a1998 0．86244 (O．33068) 0．89871 (O．13669) al999 0．81145 (0．09496) 0．85124 (O．17969) a2ooo 0．87387 (O．06477) 0．91717 (O．28177) a2ool 0．84158 (0．10908) 0．94196 (O．16348) a2oo2 0．81366 (0．06275) 0．65304 (O．13921) a2003 0．79136 (O．07122) 0．76717 (O．22918) a2004 0．63588 (O．04856) 0．60669 (O．12692) a2oo5 0．79297 (0．04549) 0．76313 (O．22872) a2006 0．60626 (O．06644) 0．77012 (O．14721) a2oo7 0．67291 (O．06519) 0．71465 (O．09998) a2oo8 0．61945 (0．05842) 0．80949 (O．10286) a2oo9 0．88298 (O．04973) 0．73153 (O．18139) AR-squared 0．840 0．492 F-statistic 124．21 23．69 D—W 1．99 2．O5 注 ：括 号 内为 标 准误 差 。 在表 2基础上，利用公式 ei一 a i+ a。 ，’计算城镇和农村居 民消费支出与 收入变化的弹性。① 以河北城镇居 民为例，1991年持久收入弹性为 0．95443，利用 这个弹性与收入持久系数相乘 ，可以得到消费和持久收入之间的弹性为 0．95443× 0．85，约 0．806。这个弹性并没有考虑各种收入冲击对支出收人弹性的影响。从表 2 看 ，临时性收入冲击影响是非常显著的，尽管持久性收入冲击影响为负但并不显著。 这一点无论对城镇居民还是农村居民都一样。临时性收人冲击使城镇居民支出收人 弹性大约上升 0．21，农村居民支出收入弹性大约上升 0．22。这样 ，考虑收人冲击影 响，1991年河北城镇居民支出收入综合弹性约为 1．01。在获得支出收人弹性后 ，最 ^r ． ，． 、 后利用 一ai ，即可获得居 民边际消费倾 向。图 1和图 2描绘了居 民边际 L 上 it 上 i(t一 1) 消费倾向地区均值变化的趋势特征。从中看出，城镇居 民边际消费倾向总体上要 比 农村居民高，这一结论与 McCarthy、刘建国等的研究基本一致。② 在趋势上 ，城镇 与农村存在一定差异，城镇居民边际消费倾向总体呈逐步下降趋势，尤其是 自 1999 年之后，下降趋势更为明显，所有地区平均水平从 2000年的约 0．73下降到 2009年 ① 因持久性收入冲击系数 az不显著，所以忽略持久收入冲击对消费产生的边 际影响。 ② JonathanMcCarthy，“ImperfectInsuranceandDifferingPropensitiestoConsumeacross Households，”JournalofMonetaryEconomics，vo1．36，no．2，1995，PP．301—327；刘 建 国：《我国农户消费倾 向偏低 的原 因分析》，《经济研究》1999年第 3期。 · 72 ·