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　　^［9］.改革开放以来，湖南省城镇居民人均消费和人均可支配收入均呈增长态势，二者明显正相关.因此，本文首先就湖南省城镇居民收入对消费的影响进行整体实证.以?C??t?表示人均消费，Y??t?表示人均可支配收入，GC??t?表示人均消费增长率，GY??t?表示人均可支配收入增长率，数据见表1.?
　　注：1979年的?C??t?和Y??t?缺乏原始数据，使用1978年和1980年的平均值代替.???
　　2.1.1 数据平稳性检验
　　为避免出现伪回归，本文首先采用ADF方法对湖南省城镇居民人均消费和人均可支配收入数据进行平稳性检验.检验结果见表2.
　　根据协整的定义，如果两个时间序列均为一阶单整，而这两个时间序列的某个线性组合是平稳的，那么这两个时间序列是协整的.湖南省城镇居民人均消费和人均可支配收入均为二阶单整，则它们的一阶差分数据有可能存在协整关系.出于对经济意义的考虑，本文对湖南省城镇居民人均消费增长率与人均可支配收入增长率之间的关系进行实证.采用ADF方法对湖南省城镇居民人均消费增长率和人均可支配收入增长率数据进行平稳性检验.检验结果见表3.
　　协整回归的结果表明，湖南省城镇居民人均消费增长率和人均可支配收入增长率之间存在长期均衡关系.从长期来看，在其他条件不变的情况下，人均可支配收入增长率每提高1%，平均将使人均消费增长率提高1.105 684%；当人均可支配收入的增长低于其均衡增长路径时，会使人均消费的增长放缓.因此，收入水平是湖南省城镇居民消费的重要影响因素.
　　2.1.3 误差修正模型（ECM）??
　　存在协整关系的时间序列可以运用误差修正模型来进行拟合.建立湖南省城镇居民人均消费增长率（GC??t?）和人均可支配收入增长率（GY??t?）的误差修正模型：
　　?Δ?GC?t=β?Δ?GY?t+αecm??t－1?+ε?t.(10)
　　式中：?Δ?GC??t?为GC??t?的一阶差分；?Δ?GY??t?为GY??t?的一阶差分；ecm??t???-1?为滞后一期残差.
　　对误差修正模型拟合的结果为：
　　?Δ?GC?t=?1.096 158?Δ?GY?t?(12.677 56)－?1.405 021ecm??t－1??(-7.968 101)
　　+?t,
　　R2?=0.896 002, D.W.=2.103 374.(11)
　　误差修正模型拟合的结果表明：湖南省城镇居民人均消费增长率的增量与人均可支配收入增长率的增量同方向变动，二者正相关；当人均消费增长率短期偏离与人均可支配收入增长率相适应的均衡值时，存在-1.405 021的修正力量使人均消费增长率在下期向均衡值靠拢.这进一步说明了收入水平是湖南省城镇居民消费的重要影响因素.
　　2.2 改革开放以来湖南省城镇居民消费行为模式的实证
　　2.2.1 第一阶段：改革开放初期至20世纪90年代中期（改革开放—1995年）
　　根据前文对这一阶段湖南省城镇居民消费行为模式的分析，建立如下回归方程：
　　LC?t=β?0+β?1LY?t+β?2LY??t－1?+β?3LC??t－1?+
　　β?4LS??t－1?+β?5r?t+β?6π?t+u?t.（12）
　　式中：LC??t?,LY??t?和LS??t?分别为湖南省城镇居民消费总额、收入总额和储蓄总额的对数值.此处使用上述变量的对数值是为了减小数据的波动幅度以增强回归结果的显著性，使用总量数据而非人均数据是出于数据的可得性.
　　以湖南省城镇居民消费总额的对数（LC??t?）为被解释变量，分别以湖南省城镇居民收入总额的对数（LY??t?）、滞后一期收入总额的对数（LY??t???-1?）、滞后一期消费总额的对数（LC??t???-1?）、滞后一期储蓄总额的对数（LS??t???-1?）、利率（r??t?）和通货膨胀率（π??t?）衡量当期收入、未来收入的预期、消费习惯、资产存量、资产收益率和储蓄的机会成本对其消费行为的影响.
　　对回归方程拟合的结果为：
　　LC?t=?－3.92?（-4.08)+?0.75LY?t?(3.84)+?0.52LY??t－1??(1.43)+
　　?0.21LC??t－1??(0.80)－?0.15LS??t－1??(-2.74)－?0.0084r?t?(-1.07)+?0.29π?t?(1.85)+?t，
　　R2?=0.999 225，D.W. =2.334.(13)
从拟合结果可以看出，回归方程的拟合优度系数高达0.999 225，但是LY??t???-1?,LC??t???-1?和r??t?的回归系数不显著（t值不高）.这可能是因为LY??t???-1?和LC??t???-1?之间存在较强的相关性.因为收入通常是消费的主要影响因素，所以保留LY??t???-1?，去除LC??t???-1?，重新对回归方程进行拟合，结果为：
　　LC?t=－?4.59?(-9.85)+?0.80LY?t?(4.51)+?0.76LY??t－1??(3.37)－
　　?0.17LS??t－1??(-3.53)－?0.007 7r?t?(-1.00)+?0.22π?t?(1.73)+?t,
　　R2?=0.999 170,D.W.=2.112. (14)
　　从此次拟合的结果可以看出，除了r??t?，其他变量的回归系数的t值都大幅提高.这可能是因为我国利率决定的市场化程度不高，利率水平不能真实反映市场资金供求.去除r??t?，再次对回归方程进行拟合，得到这一阶段湖南省城镇居民消费行为模式的最终实证结果：
　　LC?t=－?4.42?(10.22)+?0.87LY?t?(5.22)+?0.65LY??t－1??(3.29)－
　　?0.16LS??t－1??(-3.39)+?0.21π?t?(2.64)+?t,
　　R2?=0.998,D.W.=1.99.(15)
　　从最终实证结果可以看出，当期收入、滞后一期收入和通货膨胀率对这一阶段湖南省城镇居民的消费行为有显著的正向影响.消费随着当期收入的增加而增加，说明收入水平是影响居民消费行为的重要因素；消费随着未来预期收入的增加而增加，体现了居民以一生效用最大化为目标的最优消费行为；消费随着一般价格水平的上升而增加，说明居民对资金的时间价值敏感.
　　2.2.2 第二阶段：20世纪90年代中期至今（1995年—）
　　这一阶段湖南省城镇居民的消费行为主要受到收入和未来不确定性的影响.根据前文的分析，未来的不确定性可以用预期消费增长率来测度，因此本文选用湖南省城镇居民预期人均消费增长率（E??t?[GC??t???+1?]）来衡量未来的不确定性对其消费行为的影响.假设湖南省城镇居民的预期为后顾型预期，即E?t［GC??t+1?］=GC??t－1?.由此建立如下回归方程： (责任编辑：南粤论文中心)