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摘 要：对国内外关于消费函数理论和模型的发展研究进行了简要述评，整理了1985—2011年我国农村居民人均消费支出和人均纯收入的相关数据，在误差修正模型（ECM）的基础上建立了我国农村居民的消费函数模型，并对如何促进我国农村居民消费、扩大内需提出了政策建议。
关键词：农村居民；消费函数；误差修正模型
中图分类号：F323.8；F224 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）23-0065-04
改革开放30多年来，中国经济迅猛发展，人民生活水平显著提高。但与此同时也伴随着很多突出问题亟待解决：城乡居民收入差距不断扩大，经济运行存在下行压力，物价上涨压力持续不断，经济增长内生动力不强。在此情况下，广大学者提出以扩大内需为加快转变经济发展方式的方向，切实加强经济增长的内生动力。消费是国民经济生产与再生产运行过程中非常关键的环节，消费既是生产的出发点，也是生产的落脚点。农村居民是我国人口构成的主要部分，其消费行为对国民经济的推动作用至关重要，因此，我国农村居民消费问题已成为政策制定者关注的核心内容之一。利用消费函数理论和模型进行农村居民消费数量经济研究对我国农村经济建设与改革、国民经济的持续稳定发展具有重要的意义和作用。
一、西方消费函数理论的发展
消费函数理论是建立在消费者行为假设基础之上、阐述消费与收入之间存在相关关系的系列假说。凯恩斯（1936）提出绝对收入假设，开创了消费函数理论的先河。杜森贝里（1949）提出了相对收入假设，莫迪利安尼提出生命周期假说，霍尔（1978）提出了随机游走假说，促进了传统消费理论的进一步发展[1]。这些假说以及近年来的研究成果共同构建了西方消费函数理论的研究框架体系。
（一）绝对收入假说
凯恩斯（1936）在《就业、利息与货币通论》中首先提出了消费函数理论。他指出，消费支出与收入水平密切相关，消费水平取决于收入的绝对水平，即为绝对收入假说。该假说的基本思想为：当期消费水平随绝对收入水平的变化而变化，且边际消费倾向递减[2]。数学表达式如下：
Ct=b0+b1Yt+ut
其中，Ct表示当前消费支出；Yt表示当前收入；b0表示自发消费；b1表示边际消费倾向（0 （二）相对收入假说
杜森贝里（Duesenberry，1949）在《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出了相对收入假说。他认为，消费并不取决于现期绝对收入水平，而取决于人们的相对收入水平。他假设消费者的偏好是互相影响的，且消费者的消费行为是不可逆的。示范效应说明人们的消费行为存在相互影响，棘轮效应解释了平均消费倾向具有长期稳定性[3]。其数学形式如下：
Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1
其中，Ct表示当期消费支出，Ct-1表示上一期的消费支出，Yt表示当期收入，b0表示自发消费，b1表示边际消费倾向，b2表示本期与上一期的消费比例。
（三）持久收入假说
弗里德曼（Friedman，1957）认为，人们的消费支出并非取决于现期收入，而是主要由其持久收入决定。持久收入是人们可预计到的长期收入，是其一生中可得收入的均值。该假说的基本观点是：将消费者的收入和消费分为暂时性、偶然性和长期性，消费者的长期性收入决定其消费水平[4]。
（四） 随机游走假说
霍尔（Hall，1978）在借鉴卢卡斯的思想方法的基础上，提出了随机游走假说。他认为，按PIH寻求效用最大化、具有理性消费预期的消费者的消费轨迹是一个随机游走过程，不能通过任何变量进行下期消费的预测。随机游走假说的提出推动消费函数理论研究进入新的阶段。该假说引入了理性预期，将马尔科夫过程应用于消费函数的研究中，使消费问题在不确定条件下进行研究成为可能[5]。其数学形式为：
Ct-1=Ct+εt
其中，Ct+1和Ct表示下期和当期消费，εt为不可预测的误差。
（五）预防性储蓄假说
预防性储蓄理论将不确定性引入分析框架，在吸收了理性预期思想的基础上，分析消费者跨期优化选择行为，拓展了生命周期—持久收入假说。里兰德（Leland，1968）首次分析了产生预防性储蓄的必要条件[6]。迪顿（Deaton，1989）指出，美国战后消费路径的实际斜率显著高于由随机游走假说得到的理论估计值，而预防性储蓄假设可以合理地解释这一现象，即消费的过度平滑性。弗莱文（Flavin，1981）提出的消费的过度敏感性虽与“过度平滑性”看似矛盾，但都可被预防性储蓄假说解释。
（六）流动性约束假说
扎德斯（Zeldes，1989）、迪顿（Deaton，1991）提出了流动性约束假说。他们认为，流动性约束可能导致消费者当期消费对可预测收入变化的过度敏感性，较高的消费信贷利率使得消费者放弃消费信贷以平滑消费[7]。具体消费者最优消费路径如下决定：
Max；st.Ct+（At+1-At）=Wt+rAt；At≥0
其中，P表示消费者的时间偏好或者主管贴现率，At表示消费者在第t期所有的财富，Wt表示劳动收入，r表示利率。
二、我国消费函数理论与模型的研究进展
改革开放30多年来，我国城镇和农村居民的收入水平有了很大提高，居民消费行为也发生了较大变化。在此形势下，对于我国居民消费函数理论与模型的研究成为经济理论与实证研究的热点之一，国内学者也获得了一些研究成果。目前，针对我国农村消费行为的研究大体上可分为两类：一是应用现有西方消费函数理论与模型对我国农民消费行为进行检验；二是借鉴西方消费理论，根据我国农村实际特点而提出适合我国国情的消费理论与模型，以此来解释农民消费行为。 （一） 绝对收入假说理论的研究
臧旭恒（1994）从中国改革前后的两个时期，以城镇居民和农村居民两个群体验证了确定性条件的消费函数模型，其数学形式如下：
Ct=β0+βtYt+μt
其中，Ct表示居民消费，Yt表示居民可支配收入，β0为自发性消费，βt为长期边际消费倾向。凯恩斯绝对收入假说可以解释我国1978年以前的消费模式，但对之后的居民消费进行解释时并不合适。王宏伟（2000）通过对我国农村数据的实证分析也证实了两阶段论。
刘建国（1999）对《中国统计年鉴》中的数据进行实证分析后指出我国城镇居民的消费倾向明显高于农村居民，与凯恩斯的“边际消费倾向递减规律”相违背。而王检贵（2000）对1985—1997年的数据进行实证研究后发现，我国城镇居民的消费倾向低于农村居民。杨天宇和文焕瑾（2008）也证实了我国农村消费不存在特殊性。
（二）相对收入假说理论的检验
臧旭恒（1994）对1981—1991年间的城镇居民和农村居民两类群体进行实证计量研究时发现，相对收入假说可以更好地解释我国居民消费行为。许允彬和赵卫亚（2007）把绝对收入假说和相对收入假说进行了整合，建立了更符合我国农民消费实际的模型，提出城镇消费给农村消费带来的示范效应会影响农民的消费行为。
（三）LC-PIH理论的研究
厉以宁（1992）研究后发现，LC-PIH假说不能合理解释改革开放以来全部时期的数据。王信、赵志君（1996，1998）检验后发现，通过该模型得出的理论值与中国实际值拟合度不够理想。然而，臧旭恒（1994）分别采用时间序列总量数据和家庭预算抽样数据两类数据进行分析，都证明该模型可较好地解释我国居民消费行为。高梦滔等（2008）利用1995—2002年8个省份的面板数据进行实证研究后指出，我国农村居民的消费行为与LC-PIH的预期较好吻合。艾春荣和汪伟（2010）发现LC-PIH假说在很多发展中国家农村得到了证实。
（四）不确定性条件下的消费函数理论研究
臧旭恒（1994）通过对1978—1991年相关数据实证研究后发现，随机游走假说不能适用于我国居民的消费实际。万广华等（2001）利用农业部的农户家庭调查面板资料分析影响农民储蓄的因素，发现我国农民的确存有显著的预防性储蓄动机。朱信凯（2005）通过实证分析得出我国农民消费行为表现出较强的过度敏感性，其主要原因在于农民预期收入的不稳定性及较强的流动性约束。周建（2005）使用变参数模型构造状态空间模型，研究了1979—2003年我国农村居民消费的过度敏感系数。田青和高铁梅（2009）检验了不同收入群体消费的过度敏感程度，发现我国居民消费存在显著的过度敏感性，且不同收入水平具有不同的过度敏感性，收入越低其消费敏感性越强[8]。
三、我国农村居民消费函数模型的实证分析
本文整理了1985—2011年我国农村居民的人均纯收入和人均生活消费支出的相关数据，且都经过历年农村生活消费物价总指数平减，然后采用误差修正模型（ECM）进行检验，以消除可能存在的虚假回归现象。
（一）ADF检验
通过ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验来判断农村居民人均生活消费支出XFt和人均纯收入SRt是否具有平稳性，同时确定它们的单整阶数。令SR为人均纯收入，XF为人均生活消费支出。
由表1可得，从1985—2011年末，我国农村居民人均生活消费支出的年均增长率为5.15%，而农民人均纯收入的年均增长率为5.95%，收入的增长率略大于消费的增长率。2010年，我国城镇居民家庭恩格尔系数为35.7%，而同期农村居民家庭恩格尔系数为41.1%，城镇居民生活消费支出额是农村居民的3.3倍，城乡消费差距水平较大。
由于XF和SR序列数值较大且增长呈非线性趋势，本文采用lnXF和lnSR序列，对两者进行ADF检验，结果如下：
从上可知，lnSR的ADF Test Statistic=-0.846 913，大于其1%—10%的临界值，表明lnSR是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnSR是一阶单整序列。
从上可知，lnXF的ADF Test Statistic=2.768 517，大于其1%—10%的临界值，表明lnXF是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnXF是一阶单整序列。
建立lnXF与lnSR的回归模型，如下所示：
LNXF=0.924 309 002 113*LNSR-0.060 543 121 596 7
R-squared=0.992 811，Durbin-Watson stat=0.323 611，
F-statistic=3 452.632
由于DW=0.323 611，说明模型中参数项有较强的一阶自相关性，通过在模型中加入滞后项，生成滞后模型，并进行检验，如下所示：
DW=1.728 149 044 040 314、F=3 273.920均通过，修正后的R2=0.997 765，拟合度很高。滞后模型如下所示：
LNXF=0.856 477*LNXF（-1）+0.845806*LNSR-0.707 902*LNSR（-1）-0.039 426
通过以上步骤，便消除了lnXF与lnSR的自相关性，由此可初步认为lnXF与lnSR具有长期稳定关系。然后对lnXF与lnSR进行协整检验，生成et=resid序列，并对其进行ADF检验，检验结果如下：
et=-0.898 275et-1
t=-4.583 098 R2=0.465 758 DW=2.100 848 ADF Test Statistic=-4.583 098，小于其1%—10%的临界值，表明lnXF与lnSR存在（1，1）阶协整关系，具有长期稳定性关系。
（二）建立ECM模型并检验
以上步骤建立了lnXF与lnSR的长期稳定关系模型，然而，我们还要对其短期稳定性关系进行检验，同样以1988—2010年数据为依据，建立并分析农村居民消费支出增量ΔlnXF和纯收入增量ΔlnSR之间的关系模型。此处以DLNXF表示，以DLNSR表示，建立模型，如下：
DLNXF=0.845 806*DLSR+0.137 904*LNSR（-1）-0.143 523*LNXF（-1）-0.039 426
即：Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt+0.137 904*lnsrt-1-0.143 523*
lnxft-1-0.039 426
ECM模型形式如下：
Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt-0.143 523*（lnxft-1-0.274 67-0.960 84lnsrt-1）
R-squared=0.799 916 Durbin-Watson stat=1.728 149
此回归模型显示在1985—2011年我国农村居民人均生活消费支出增量与其人均纯收入增量存在稳定关系，农村居民纯收入增量的0.845 806倍用于农民生活消费支出，同时我国农村居民生活消费支出增量还受到之后一期农村居民纯收入增量和生活消费支出增量的影响，但影响并不太显著。
四、结论与政策建议
从以上ECM模型分析，我们可以看到，中国农村居民消费倾向较强。而郑璋鑫（2009）通过相同方法测算我国城镇居民的长期消费倾向为0.753 7，并指出库兹涅茨等认为美国的长期消费倾向接近0.84-0.89 [9]。该模型实证结果符合凯恩斯绝对收入假说中的“边际消费倾向递减规律”，即我国农村居民收入低，所以农民的消费倾向应该比较高。当然，采用不同的模型和来源不同的数据实证分析得出的结论相差较大。不过，大多数学者研究后发现，我国农村居民的消费倾向的确较高，如王检贵（2000）、杨天宇和文焕瑾（2008）对数据进行实证分析的结果表明，我国农村居民的消费倾向较高，进一步提高农民消费倾向已经非常困难。农村居民是我国人口的主体部分，与城镇居民在收入和消费上的较大差距严重阻碍了我国“扩大内需战略”的进展。在当前改革开放的攻坚时期，“扩大内需、转变经济发展方式”是整体国民经济保持持续、健康、较快发展势头的根本途径，而拉动内需的首要条件是居民持有充足财富、拥有消费信心，因此，切实努力提高农村居民收入是关键之举。同时，我们应该采取以下几点措施。
1.政府部门加大对农村的投资力度，为农民提高资金、信息、技术等方面的服务，促进农业生产的现代化，为农村居民的增收打好基础；
2.加快打破我国当前城乡二元经济结构格局，统筹城乡经济协调发展。建立健全农产品市场，完善农产品定价机制，保证农村居民收入的稳定性；
3.加大农村地区教育、医疗、卫生、福利等方面的投资力度，逐步健全农村医疗体系，促进农村人力资本存量的积累，以增强农村居民的收入预期，进而促进消费支出；
4.建立健全农村劳动力就业市场，保证农村劳动力充分就业水平，并立法以保障农村就业人口的合法权益。
参考文献：
[1] 莫迪利安尼.效用分析与消费函数一对横截面资料的一个解释[M].上海：商务印书馆，1964.
[2] 刘维奇.西方消费函数理论评析[J].生产力研究，2006，（3）.
[3] 王学军.西方消费函数理论的新发展[J].工业技术经济，2010，（6）.
[4] 史玉伟.消费函数理论主要假说述评[J].经济经纬，2005，（3）.
[5] Hall R.《Stochastic Implications of the life Cyele-Permanent Income Hypothesis：Theory and Evidence》，《Journal of Political Economy》
1978，（86）。
[6] 孙艳，蔡杰.我国消费函数理论研究综述[J].统计与决策，2004，（3）.
[7] 朱信凯，骆晨.消费函数的理论逻辑与中国化：一个文献综述[J].经济研究，2011，（1）.
[8] 臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海：上海人民出版社，1994.
[9] 郑璋鑫.中国城镇居民消费函数模型解析——基于误差修正模型的检验[J].统计与决策，2009，（20）.
关键词：农村居民；消费函数；误差修正模型
中图分类号：F323.8；F224 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）23-0065-04
改革开放30多年来，中国经济迅猛发展，人民生活水平显著提高。但与此同时也伴随着很多突出问题亟待解决：城乡居民收入差距不断扩大，经济运行存在下行压力，物价上涨压力持续不断，经济增长内生动力不强。在此情况下，广大学者提出以扩大内需为加快转变经济发展方式的方向，切实加强经济增长的内生动力。消费是国民经济生产与再生产运行过程中非常关键的环节，消费既是生产的出发点，也是生产的落脚点。农村居民是我国人口构成的主要部分，其消费行为对国民经济的推动作用至关重要，因此，我国农村居民消费问题已成为政策制定者关注的核心内容之一。利用消费函数理论和模型进行农村居民消费数量经济研究对我国农村经济建设与改革、国民经济的持续稳定发展具有重要的意义和作用。
一、西方消费函数理论的发展
消费函数理论是建立在消费者行为假设基础之上、阐述消费与收入之间存在相关关系的系列假说。凯恩斯（1936）提出绝对收入假设，开创了消费函数理论的先河。杜森贝里（1949）提出了相对收入假设，莫迪利安尼提出生命周期假说，霍尔（1978）提出了随机游走假说，促进了传统消费理论的进一步发展[1]。这些假说以及近年来的研究成果共同构建了西方消费函数理论的研究框架体系。
（一）绝对收入假说
凯恩斯（1936）在《就业、利息与货币通论》中首先提出了消费函数理论。他指出，消费支出与收入水平密切相关，消费水平取决于收入的绝对水平，即为绝对收入假说。该假说的基本思想为：当期消费水平随绝对收入水平的变化而变化，且边际消费倾向递减[2]。数学表达式如下：
Ct=b0+b1Yt+ut
其中，Ct表示当前消费支出；Yt表示当前收入；b0表示自发消费；b1表示边际消费倾向（0
杜森贝里（Duesenberry，1949）在《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出了相对收入假说。他认为，消费并不取决于现期绝对收入水平，而取决于人们的相对收入水平。他假设消费者的偏好是互相影响的，且消费者的消费行为是不可逆的。示范效应说明人们的消费行为存在相互影响，棘轮效应解释了平均消费倾向具有长期稳定性[3]。其数学形式如下：
Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1
其中，Ct表示当期消费支出，Ct-1表示上一期的消费支出，Yt表示当期收入，b0表示自发消费，b1表示边际消费倾向，b2表示本期与上一期的消费比例。
（三）持久收入假说
弗里德曼（Friedman，1957）认为，人们的消费支出并非取决于现期收入，而是主要由其持久收入决定。持久收入是人们可预计到的长期收入，是其一生中可得收入的均值。该假说的基本观点是：将消费者的收入和消费分为暂时性、偶然性和长期性，消费者的长期性收入决定其消费水平[4]。
（四） 随机游走假说
霍尔（Hall，1978）在借鉴卢卡斯的思想方法的基础上，提出了随机游走假说。他认为，按PIH寻求效用最大化、具有理性消费预期的消费者的消费轨迹是一个随机游走过程，不能通过任何变量进行下期消费的预测。随机游走假说的提出推动消费函数理论研究进入新的阶段。该假说引入了理性预期，将马尔科夫过程应用于消费函数的研究中，使消费问题在不确定条件下进行研究成为可能[5]。其数学形式为：
Ct-1=Ct+εt
其中，Ct+1和Ct表示下期和当期消费，εt为不可预测的误差。
（五）预防性储蓄假说
预防性储蓄理论将不确定性引入分析框架，在吸收了理性预期思想的基础上，分析消费者跨期优化选择行为，拓展了生命周期—持久收入假说。里兰德（Leland，1968）首次分析了产生预防性储蓄的必要条件[6]。迪顿（Deaton，1989）指出，美国战后消费路径的实际斜率显著高于由随机游走假说得到的理论估计值，而预防性储蓄假设可以合理地解释这一现象，即消费的过度平滑性。弗莱文（Flavin，1981）提出的消费的过度敏感性虽与“过度平滑性”看似矛盾，但都可被预防性储蓄假说解释。
（六）流动性约束假说
扎德斯（Zeldes，1989）、迪顿（Deaton，1991）提出了流动性约束假说。他们认为，流动性约束可能导致消费者当期消费对可预测收入变化的过度敏感性，较高的消费信贷利率使得消费者放弃消费信贷以平滑消费[7]。具体消费者最优消费路径如下决定：
Max；st.Ct+（At+1-At）=Wt+rAt；At≥0
其中，P表示消费者的时间偏好或者主管贴现率，At表示消费者在第t期所有的财富，Wt表示劳动收入，r表示利率。
二、我国消费函数理论与模型的研究进展
改革开放30多年来，我国城镇和农村居民的收入水平有了很大提高，居民消费行为也发生了较大变化。在此形势下，对于我国居民消费函数理论与模型的研究成为经济理论与实证研究的热点之一，国内学者也获得了一些研究成果。目前，针对我国农村消费行为的研究大体上可分为两类：一是应用现有西方消费函数理论与模型对我国农民消费行为进行检验；二是借鉴西方消费理论，根据我国农村实际特点而提出适合我国国情的消费理论与模型，以此来解释农民消费行为。 （一） 绝对收入假说理论的研究
臧旭恒（1994）从中国改革前后的两个时期，以城镇居民和农村居民两个群体验证了确定性条件的消费函数模型，其数学形式如下：
Ct=β0+βtYt+μt
其中，Ct表示居民消费，Yt表示居民可支配收入，β0为自发性消费，βt为长期边际消费倾向。凯恩斯绝对收入假说可以解释我国1978年以前的消费模式，但对之后的居民消费进行解释时并不合适。王宏伟（2000）通过对我国农村数据的实证分析也证实了两阶段论。
刘建国（1999）对《中国统计年鉴》中的数据进行实证分析后指出我国城镇居民的消费倾向明显高于农村居民，与凯恩斯的“边际消费倾向递减规律”相违背。而王检贵（2000）对1985—1997年的数据进行实证研究后发现，我国城镇居民的消费倾向低于农村居民。杨天宇和文焕瑾（2008）也证实了我国农村消费不存在特殊性。
（二）相对收入假说理论的检验
臧旭恒（1994）对1981—1991年间的城镇居民和农村居民两类群体进行实证计量研究时发现，相对收入假说可以更好地解释我国居民消费行为。许允彬和赵卫亚（2007）把绝对收入假说和相对收入假说进行了整合，建立了更符合我国农民消费实际的模型，提出城镇消费给农村消费带来的示范效应会影响农民的消费行为。
（三）LC-PIH理论的研究
厉以宁（1992）研究后发现，LC-PIH假说不能合理解释改革开放以来全部时期的数据。王信、赵志君（1996，1998）检验后发现，通过该模型得出的理论值与中国实际值拟合度不够理想。然而，臧旭恒（1994）分别采用时间序列总量数据和家庭预算抽样数据两类数据进行分析，都证明该模型可较好地解释我国居民消费行为。高梦滔等（2008）利用1995—2002年8个省份的面板数据进行实证研究后指出，我国农村居民的消费行为与LC-PIH的预期较好吻合。艾春荣和汪伟（2010）发现LC-PIH假说在很多发展中国家农村得到了证实。
（四）不确定性条件下的消费函数理论研究
臧旭恒（1994）通过对1978—1991年相关数据实证研究后发现，随机游走假说不能适用于我国居民的消费实际。万广华等（2001）利用农业部的农户家庭调查面板资料分析影响农民储蓄的因素，发现我国农民的确存有显著的预防性储蓄动机。朱信凯（2005）通过实证分析得出我国农民消费行为表现出较强的过度敏感性，其主要原因在于农民预期收入的不稳定性及较强的流动性约束。周建（2005）使用变参数模型构造状态空间模型，研究了1979—2003年我国农村居民消费的过度敏感系数。田青和高铁梅（2009）检验了不同收入群体消费的过度敏感程度，发现我国居民消费存在显著的过度敏感性，且不同收入水平具有不同的过度敏感性，收入越低其消费敏感性越强[8]。
三、我国农村居民消费函数模型的实证分析
本文整理了1985—2011年我国农村居民的人均纯收入和人均生活消费支出的相关数据，且都经过历年农村生活消费物价总指数平减，然后采用误差修正模型（ECM）进行检验，以消除可能存在的虚假回归现象。
（一）ADF检验
通过ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验来判断农村居民人均生活消费支出XFt和人均纯收入SRt是否具有平稳性，同时确定它们的单整阶数。令SR为人均纯收入，XF为人均生活消费支出。
由表1可得，从1985—2011年末，我国农村居民人均生活消费支出的年均增长率为5.15%，而农民人均纯收入的年均增长率为5.95%，收入的增长率略大于消费的增长率。2010年，我国城镇居民家庭恩格尔系数为35.7%，而同期农村居民家庭恩格尔系数为41.1%，城镇居民生活消费支出额是农村居民的3.3倍，城乡消费差距水平较大。
由于XF和SR序列数值较大且增长呈非线性趋势，本文采用lnXF和lnSR序列，对两者进行ADF检验，结果如下：
从上可知，lnSR的ADF Test Statistic=-0.846 913，大于其1%—10%的临界值，表明lnSR是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnSR是一阶单整序列。
从上可知，lnXF的ADF Test Statistic=2.768 517，大于其1%—10%的临界值，表明lnXF是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnXF是一阶单整序列。
建立lnXF与lnSR的回归模型，如下所示：
LNXF=0.924 309 002 113*LNSR-0.060 543 121 596 7
R-squared=0.992 811，Durbin-Watson stat=0.323 611，
F-statistic=3 452.632
由于DW=0.323 611，说明模型中参数项有较强的一阶自相关性，通过在模型中加入滞后项，生成滞后模型，并进行检验，如下所示：
DW=1.728 149 044 040 314、F=3 273.920均通过，修正后的R2=0.997 765，拟合度很高。滞后模型如下所示：
LNXF=0.856 477*LNXF（-1）+0.845806*LNSR-0.707 902*LNSR（-1）-0.039 426
通过以上步骤，便消除了lnXF与lnSR的自相关性，由此可初步认为lnXF与lnSR具有长期稳定关系。然后对lnXF与lnSR进行协整检验，生成et=resid序列，并对其进行ADF检验，检验结果如下：
et=-0.898 275et-1
t=-4.583 098 R2=0.465 758 DW=2.100 848 ADF Test Statistic=-4.583 098，小于其1%—10%的临界值，表明lnXF与lnSR存在（1，1）阶协整关系，具有长期稳定性关系。
（二）建立ECM模型并检验
以上步骤建立了lnXF与lnSR的长期稳定关系模型，然而，我们还要对其短期稳定性关系进行检验，同样以1988—2010年数据为依据，建立并分析农村居民消费支出增量ΔlnXF和纯收入增量ΔlnSR之间的关系模型。此处以DLNXF表示，以DLNSR表示，建立模型，如下：
DLNXF=0.845 806*DLSR+0.137 904*LNSR（-1）-0.143 523*LNXF（-1）-0.039 426
即：Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt+0.137 904*lnsrt-1-0.143 523*
lnxft-1-0.039 426
ECM模型形式如下：
Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt-0.143 523*（lnxft-1-0.274 67-0.960 84lnsrt-1）
R-squared=0.799 916 Durbin-Watson stat=1.728 149
此回归模型显示在1985—2011年我国农村居民人均生活消费支出增量与其人均纯收入增量存在稳定关系，农村居民纯收入增量的0.845 806倍用于农民生活消费支出，同时我国农村居民生活消费支出增量还受到之后一期农村居民纯收入增量和生活消费支出增量的影响，但影响并不太显著。
四、结论与政策建议
从以上ECM模型分析，我们可以看到，中国农村居民消费倾向较强。而郑璋鑫（2009）通过相同方法测算我国城镇居民的长期消费倾向为0.753 7，并指出库兹涅茨等认为美国的长期消费倾向接近0.84-0.89 [9]。该模型实证结果符合凯恩斯绝对收入假说中的“边际消费倾向递减规律”，即我国农村居民收入低，所以农民的消费倾向应该比较高。当然，采用不同的模型和来源不同的数据实证分析得出的结论相差较大。不过，大多数学者研究后发现，我国农村居民的消费倾向的确较高，如王检贵（2000）、杨天宇和文焕瑾（2008）对数据进行实证分析的结果表明，我国农村居民的消费倾向较高，进一步提高农民消费倾向已经非常困难。农村居民是我国人口的主体部分，与城镇居民在收入和消费上的较大差距严重阻碍了我国“扩大内需战略”的进展。在当前改革开放的攻坚时期，“扩大内需、转变经济发展方式”是整体国民经济保持持续、健康、较快发展势头的根本途径，而拉动内需的首要条件是居民持有充足财富、拥有消费信心，因此，切实努力提高农村居民收入是关键之举。同时，我们应该采取以下几点措施。
1.政府部门加大对农村的投资力度，为农民提高资金、信息、技术等方面的服务，促进农业生产的现代化，为农村居民的增收打好基础；
2.加快打破我国当前城乡二元经济结构格局，统筹城乡经济协调发展。建立健全农产品市场，完善农产品定价机制，保证农村居民收入的稳定性；
3.加大农村地区教育、医疗、卫生、福利等方面的投资力度，逐步健全农村医疗体系，促进农村人力资本存量的积累，以增强农村居民的收入预期，进而促进消费支出；
4.建立健全农村劳动力就业市场，保证农村劳动力充分就业水平，并立法以保障农村就业人口的合法权益。
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