居民消费容量函数（精选4篇）
居民消费容量函数 篇1
根据可支配收入与消费特征, 可以把消费者划分成高、中、低三类, 消费函数系统研究了消费与可支配收入以及其他主要的影响因素之间的经济关系。这里依据历年《中国统计年鉴》对城镇居民生活情况进行调查的数据, 采用计量经济学方法对城镇居民高中低收入群体的消费函数进行分析, 并依据消费函数理论对我国居民的消费行为进行深入探讨。
一、城镇居民收入群体的划分方法及结果
(一) 城镇居民收入群体的划分方法
在进行测算之前, 要清楚测算方法所确定的收入线是受具体时间、空间条件限制的, 任何地区在不同时期应有不同的标准。随着技术进步、经济发展、人民生活质量提高, 相应的标准也会提高。
如何选择数值化的指标来确定高、中、低收入水平的区间, 选择指标应当考虑到便利性、可靠性和实用性。所谓便利性是指收集数据比较方便, 可靠性是指数据是可靠的, 是实际调研得来的, 而不是推测、估算得来的, 实用性是说指标及其数值能为社会各界方便使用, 不能仅限于学界所知和使用。综合考虑以上三个条件, 需要从现行统计体系中选取可以用的指标。
在我国统计体系中, 反映城镇居民收入状况的指标有:“城镇居民的年收入”、“年生活费收入”、“年可支配收入”等, 都是各地统计部门按国家统计局统一口径对当地城乡居民常年抽样调查、汇总处理形成的, 其中“年可支配收入”包含工薪收入、经营收入、财产性收入、转移性收入等, 扣除了当期不可支配部分, 这较比其它指标更准确地反应城镇居民所处家庭的实际经济状况①。此外, 这一指标见于各年的《中国统计年鉴》中, 便于研究人员收集, 并且数据具有可靠性好、实用性强等优点, 是适宜的指标。
笔者使用“年可支配收入”来确定高、中、低收入水平的区间, 参照有关学者的方法②, 提出以下方法:首先确定中等收入的区间③。每一年的统计年鉴把收入调查的居民分为“低收入户”、“中等偏下户”、“中等收入户”、“中等偏上户”和“高收入户”④, 其中“低收入户”分为“最低收入户 (10%) ”和“低收入户 (10%) ”两部分, “高收入户”分为“高收入户 (10%) ”和“最高收入户 (10%) ”。这样形成了七个收入分组, 每组都有按组内户的收入总和组内人数总和计算得出的组内人均可支配收入, 即组内人均年可支配收入。
根据研究者对“低收入户”比例的设定⑤ (10%或20%) , 确定中等收入的区间, 但是要保证中等收入下限要小于平均收入, 如以20%为例⑥:
第一步:高收入户人均年可支配收入-低收入户人均年可支配收入=全距
第二步: (高收入户人均年可支配收入+低收入户人均年可支配收入) /2=中值
第三步:中值+ (全距/6) =中等收入上限
中值- (全距/6) =中等收入下限
其次, 中等收入下限以下就是低收入线, 中等收入上限以上就是高收入线。这种方法的优点:只要有每年的高收入户人均可支配收入和低收入户人均可支配收入两个指标, 便可计算出高中低收入线的区间, 这两个指标在全国、各地方统计年鉴上均有公布。另外, 结合当年其他家庭统计资料, 可以推算出各层次的大致户人数。
(二) 城镇居民收入群体的划分过程及结果
为了分析的需要, 假设1985年开始我国城镇居民可以划分为高中低三个收入群体。根据《中国统计年鉴》的1985-2006年的分组数据, 首先把“最低收入户”和“低收入户”两组数据进行合并, 后把“最高收入户”和“高收入户”两组数据进行合并, 这样就得到五组户数均为20%的数据样本。其次, 计算城镇居民中等收入群体的上限和下限。最后, 计算高中低三个居民收入群体的人均可支配收入和消费量, 并且扣除掉消费价格指数。
二、消费函数的计量经济学方程与验证的结果
这里选取五个消费函数理论, 探讨计量经济学方程。这五个消费函数理论分别是凯恩斯的绝对收入假说消费函数理论、杜森贝里的相对收入假说消费函数理论、莫迪里安尼的生命周期假说消费函数理论、弗里德曼的持久收入假说消费函数理论、霍尔的理性预期假说消费函数理论。
(一) 消费函数的计量经济学方程
1.凯恩斯主义的绝对收入假说消费函数的计量经济学方程为:
Ct=α+βYt+ε (1)
其中, Ct是第t期的消费支出, Yt为第t期的实际可支配收入, α表示自发性消费, α>0, β为边际消费倾向, 0<β<1, ε为残差。
2.杜森贝里的相对收入假说消费函数的计量经济学方程为:
Ct=β0Yt+β1Yt0+β2Yt+ε (2)
其中, 0<β0<1, 0<β1<1, 0<β2<1, Ct为第t期的消费支出, Yt0为第t期前的最高收入, Yt为第t期所有人的可支配收入, ε为残差。
3.莫迪里安尼的生命周期假说消费函数的计量经济学公式为:
Ct=β0Yt+β1At (3)
其中, Ct为第t期的当其收入, Yt为第t期的当期收入, At为第t期消费个人所拥有的资产。由于缺少个人资产的数据, 通过变换得到如下的经济学模型:
Ct=β0Yt+β1Yt-1+β2Ct-1+ε (4)
其中, 0<β0<1, 0<β1<1, -1<β2<1, Yt为第t期的可支配收入, Yt-1为第t-1期的可支配收入, Ct-1为第t-1期的消费支出, ε为残差。
4.弗里德曼的持久收入假说消费函数经济学模型为:
Cundefined=KYundefined (5)
其中, Cundefined为第t期的持久消费;K为持久消费占持久收入的比例, 它受到收入以外的因素如利率、财富占收入的比例以及影响消费者现期消费或积累财富的其他因素的影响;Yundefined为第t期的持久收入。弗里德曼用实际收入Yt的几何级数对其进行测定, 通过考伊克变换, 可以得到如下的计量经济学方程:
Ct=KλYt+ (1-λ) Ct-1+ε (6)
其中, 0
5.随机游走假说消费函数的计量经济学方程为:
Ct=α+βYundefined (7)
其中, Ct是消费者第t期的消费, Yundefined是收入在t期的预期值。
这里认为消费者采用理性预期, 那么收入预期值Yundefined是现期实际收入Yt与前一期预期收入的加权和。
Yundefined= (1-λ) Yt+λYundefined= (1-λ) (Yt+λYt-1+λ2Yt-2+…) (8)
经过简单的代数运算, 就可得到合理预期的消费函数的计量经济学模型:
Ct=α (1-λ) +λCt-1+β (1-λ) Yt+ε (9)
其中, 0<λ<1, 0<α, 0<β (1-λ) <1, ε为残差。
(二) 消费函数的验证过程与结果
采用城镇居民收入群体的人均可支配收入和消费支出的数据, 先对以上数据做平稳性检验, 以保证人均可支配收入与消费支出两者之间不存在协整关系。
考虑到1988年我国商品市场出现的“抢购风潮”, 在前面的5计量经济学方程中均加入虚拟变量D, 1988年D=1, 其余年份D=0。计量经济模型均采用Eviews软件中的带Newey—West异方差和序列相关修正方法来估计, 模型中为对应参数的t检验值。
1.城镇居民低收入群体
模型 (1) :
Ct=119.8740+0.721607Yt+9.634072D (10)
(14.44141) (88.57252) (1.641641)
R-squared= 0.995049 及Adjusted R-squared= 0.994528, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 1 909.424 , Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 0.865012, 对于n=22, p=2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列存在自相关。因此, 该模型是不可以接受的。
模型 (2) :
Ct=1.037041Yt+0.586756Yt0-0.494297Yt+12.71986D (11)
(5.240549) (4.212697) (1.641641)
(1.154854)
R-squared= 0.990221及Adjusted R-squared= 0.988495, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.612869, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列存在自相关。平均收入的回归系数是负值, 与函数理论不相符, 加之残差序列存在自相关, 此模型不可接受。
模型 (3) :
Ct=0.630617Yt-0.555102Yt-1+0.919059Ct-1+14.33382D (12)
(3.195880) (-1.923256) (8.203140)
(3.577273) R-squared= 0.995553及Adjusted R-squared= 0.994768, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.677076, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列不存在自相关。前期收入的回归系数是负值, 与消费理论不相符, 此模型不可接受。
模型 (4) :
Ct=0.256415Yt+0.743633Ct-1+9.963724D (13)
(4.496276) (10.31760) (1.527310)
R-squared= 0.993730及Adjusted R-squared= 0.993034, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.969986, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。λ= 1- 0.743633= 0.256367, k= 0.256415/0.256367= 1.000187> 1, 这与消费函数不符, 此模型不可接收。
模型 (5) :
Ct=73.39853+0.318793Ct-1+0.516874Yt+
7.272327D (14)
(2.753200) (1.762606) (4.324066)
(1.202298)
R-squared= 0.995737及Adjusted R-squared= 0.994984, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 323.509, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.261061, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。
λ的值为0.318793, a= 73.39853/ (1-0.318793) = 107.7478, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.516874/ (1-0.318793) = 0.758762, 这符合经济学理论。
因为含有自变量的一阶之后变量, 需要进一步检验。这里选择游程检验法来检验, 检验结果说明该模型的残差没有明显的趋势, 是平稳的。因此, 城镇低收入群体比较适合随机游走假说, 当期边际消费倾向为0.516874, 长期边际消费倾向为0.758762。
2.中等收入群体
方程 (1) :
Ct=246.6846+0.582397Yt+8.320991D (14)
(14.23311) (57.14484) (0.719865)
R-squared= 0.993554及Adjusted R-squared= 0.992876, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 464.330 , Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.759640, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。此模型可以被接受。
方程 (2) :
Ct=-1.005877Yt+0.236798Yt0+1.784036Yt+97.20328D (15)
(-0.824877) (0.579897) (1.440349)
(2.049408)
R-squared= 0.936627及Adjusted R-squared= 0.925443, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.882266, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。但是第一项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。
方程 (3) :
Ct=1.064249Yt-1.148711Yt-1+1.051818Ct-1+44.10428D (16)
(3.019089) (-2.633693) (11.66302)
(3.811458)
R-squared= 0.991934及Adjusted R-squared= 0.990510, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.774034, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。
方程 (4) :
Ct=0.207934Yt+0.765247Ct-1+36.90129D (17)
(2.120269) (5.431022) (1.707143)
R-squared= 0.979303及Adjusted R-squared= 0.977003, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.464531, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。
λ= 1- 0.765247= 0.234753, k= 0.207934/0.234753= 0.885757, 这些系数符合该消费理论。因存在因变量的滞后变量, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。故该模型可以被接受。
Ct=273.3575-0.089614Ct-1+0.627808Yt+6.151942D (18)
(4.298354) (-0.354792) (4.662348)
(0.471760)
R-squared= 0.993383及Adjusted R-squared= 0.992215, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 850.6687, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。
Durbin-Watson stat= 1.558931, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。第二个解释变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。
对于中等收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。但是观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现, 方程 (4) 中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加, 所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。
3.高收入群体
方程 (1) :
Ct=223.3499+0.616321Yt+61.42938D (19)
(13.15780) (120.6556) (4.378852)
R-squared= 0.998128及Adjusted R-squared= 0.997931, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=5066.531, Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。
Durbin-Watson stat= 1.546968, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。故该模型可以被接受。
方程 (2) :
Ct=0.409523Yt+0.073064Yt0+0.475237Yt+131.4832D (20)
(3.238561) (0.648919) (4.028745)
(4.263536)
R-squared= 0.994234及Adjusted R-squared= 0.993216, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.970157, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数的t值过小, 因此该解释因素不是很显著, 故该模型不被接受。
方程 (3) :
Ct=0.783301Yt-0.756826Yt-1+0.932391Ct-1+59.31614D (21)
(8.434656) (-6.350210) (16.73160)
(4.594857)
R-squared= 0.997810及Adjusted R-squared= 0.997423, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.956089, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数小于零, 与消费函数理论不相符, 故该模型不被接受。
方程 (4) :
Ct=0.360848Yt+0.524586Ct-1+98.60195D (22)
(2.964690) (2.718836) (2.283695)
R-squared= 0.993108及Adjusted R-squared= 0.992342, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.786992, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。
λ= 1- 0.524586= 0.475414, k= 0.360848/0.475414= 0.759018, 符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。
方程 (5) :
Ct=210.9854+0.030536Ct-1+0.601102Yt+63.28574D (23)
(6.427481) (0.274852) (9.997804)
(4.051907)
R-squared= 0.998132及Adjusted R-squared= 0.997802, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=3 027.382, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。
Durbin-Watson stat= 1.738091, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。
λ= 0.030536, a= 210.9854/ (1- 0.030536) = 217.6309796, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.601102 / (1- 0.030536) = 0.620035401, 都符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。
对于高收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 和 (5) 都初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。方程 (4) 和 (5) 的t检验值没有方程 (1) 的显著, 加之观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现方程4和5中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加。所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。
三、结论
通过计量分析可知城镇低收入群体居民的消费行为, 比较符合理性预期消费函数假说, 这一理论还是能够反映我国目前低收入群体的生活状况的:除了满足家庭的基本生活支出外, 其余的大部分低收入家庭的资产都会储存起来, 来预备未来的教育支出和医疗支出两个主要方面。城镇高中收入群体居民的消费行为比较符合凯恩斯的绝对收入消费函数假说。当高中收入群体的可支配收入增加时, 其用于消费的数额就会增加, 但是消费增量在收入增量中的所占比重是下降的, 这表明高中收入群体的边际消费倾向均大于低收入群体的长期边际消费倾向。因此, 对城镇低收入群体进行转移支付有助于提高居民整体的消费率。
摘要：城镇居民消费函数的建立应该充分考虑到居民之间消费行为的差别, 这样就可以使得消费函数更加准确地描述居民的生活状况。依据我国的城镇居民可支配收入数据把城镇居民划分成高、中、低三个收入群体, 并且结合消费数据对三个收入群体的消费函数形式进行计量检验, 证明提高低收入群体的可支配收入水平有利于提高消费率。
关键词：收入差距,收入群体,消费函数
参考文献
[1]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社.
[2]陈建华, 陈承明, 安翔.对中等收入的界定研究[J].上海统计, 2003 (8) .
[3]陶冶.中等收入和上海的中等收入群体[J].社会科学, 2006 (9) .
[4]赵栋强, 王元培.中国不同收入水平城镇居民个人消费函数形式的计量经济分析[J].金筑大学学报, 2005 (9) .
[5]顾纪瑞.界定中等收入群体的概念、方法和标准之比较[J].现代经济探讨, 2005 (10) .
中国农村居民消费函数实证分析 篇2
1 凯恩斯的绝对收入假设理论
英国经济学家约翰·梅纳德·凯恩斯 ( John Maynard Keynes, 1883-1946) 认为, 消费是由收入唯一决定的, 消费与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加, 消费也将增加, 但消费的增长速度低于收入的增长, 即边际消费倾向递减。在短期中, 消费可分为自发消费和引致消费两部分。自发消费指不取决于收入的消费, 而引致消费是指随收入的变动而变动的那部分消费。用 代表自发消费, 代表边际消费倾向, 消费函数为:C=α+βY (α>0, 0<β<1) 。
2 杜森贝里的相对收入假设理论
美国经济学家詹姆斯·杜森贝里 ( James S.Duesenberry) 认为, 消费者的消费行为不仅受自身收入的影响, 也受周围人的消费水平的影响。如果周围人的消费水平比较高, 即使消费者的收入水平较低, 他也会企图接近周围人的消费水平, 这种现象就称为消费的“示范性”。另一方面, 他也认为, 消费者的消费支出水平不仅受当前收入的影响, 也受自己历史上曾经实现的消费水平的影响。如果历史上曾经达到较高的消费水平, 即使当前的收入水平较低, 消费者也会企图接近历史上曾经达到的消费水平, 这种现象就称为消费的“不可逆性”。本文中讨论消费的“不可逆性”, 由于不可逆性的存在, 当前的消费倾向不仅与收入有关, 而且与曾经达到的消费水平, 即曾经所达到的最高收入水平有关。一般情况下, 收入具有随时间递增的趋势, 所以可以用前一期的收入代替曾经达到的最高收入。用 0表示当前的边际消费倾向, 用 1表示曾经达到的最高收入水平对当前消费的影响, 消费函数是:Ct=α0Yt+α1Yt-1 (t=1, 2, …, T) 。
3 模型的构建和检验
3.1 研究的思路与方法
首先构建回归模型, 以我国农村居民1985-2007年间的人均生活消费支出和人均收入数据, 利用Eviews软件采用普通最小二乘法 (OSL) 进行回归, 分别估计出我国农村居民绝对和相对收入假设消费函数模型的参数值。然后利用Eviews软件的相关功能对绝对和相对收入假设消费函数模型的参数进行经济意义检验、统计学检验和计量经济学检验, 验证消费函数模型对我国农村居民的消费数据拟合的程度, 寻找适合的消费函数模型以验证和发展消费理论, 并对结果提出建议。
3.2 模型的建立
按照凯恩斯的绝对收入理论, 建立农村居民消费回归模型为:
SCt=α+βYt+ut (t=1, 2, …, T, α>0, 0<β<1)
其中:SCt为居民人均生活消费支出, Yt为居民人均年收入, ut为随机误差项, α为人均年基本自发消费需求, β为居民边际消费倾向。
按照杜森贝里的相对收入理论, 建立农村居民消费回归模型为:
SCt=α0Yt+α1Yt-1+ut (t=1, 2, …, T, 0<α0<1, 0<α1<1) 。
其中:α0表示当前的边际消费倾向, α1表示曾经达到的最高收入水平对当前消费的影响。
本文利用Eviews软件, 采用普通最小二乘法进行回归。OSL方法估计的结果如下:
(1) 绝对收入假设的消费函数模型估计结果:
SCt=54.498+0.747Yt
(2.14) (60.593)
R2=0.9943 F=3671.510 D.W.=0.468
(2) 相对收入假设的消费函数模型估计结果:
SCt=54.536+1.171Yt-0.468Yt-1
(3.191) (15.605) (-5.715)
R2=0.998 F=4256.779 D.W.=1.643
3.3 模型的检验
(1) 绝对收入假设的消费函数模型的检验。
从回归估计的结果看, 模型拟合较好。可决系数R2=0.9943, 表明模型在整体上拟合的非常好。从截距项和斜率项的t检验值来看, 均大于5%显著性水平下自由度为n-2=21的临界值2.08;并且从斜率项的值看, 0<0.747<1, 符合经济理论中边际消费倾向在0和1之间的绝对收入假设。此消费函数模型通过了经济意义检验和统计学检验, 下面进行计量经济学检验。
本文采用White检验来检验异方差性。White检验是建立辅助回归模型的方式来判断异方差性。如表1所示:Obs*R-squared=10.700, 表明不存在异方差。
对样本容量为23、一个解释变量的模型、5%显著水平, 查D.W.统计表可知, dl=1.26, du=1.44, 模型中D.W.< dl显然消费模型中有自相关。这一点也可以从残差图中看出, 残差图如下图:
在残差图中, 残差的变动有系统模式, 连续为正和连续为负, 表明残差项存在一阶正自相关。
下面运用广义差分法进行自相关的处理:
采用科克伦-奥科特迭代法估计 :
在Eviews软件下, 1阶广义差分的估计结果为:
SCt=24.320+0.768Yt+0.804AR (1)
(0.267) (24.520) (5.732)
R2=0.997 F=3774.598 D.W.=1.395
在5%的显著水平下, dl
在EVIEWS软件下, 2阶广义差分的估计结果为:
SCt=62.845+0.743Yt+1.121AR (1) -0.491AR (2)
(1.259) (33.019) (5.121) (-2.042)
R2=0.998 F=2534.350 D.W.=2.116
在5%的显著水平下, du
(2) 相对收入假设的消费模型的检验。
从回归估计的结果看, 模型拟合较好。可决系数R2=0.998, 表明模型在整体上拟合的非常好。但是α0=1.171>1, α1=-0.468<0, 模型的两个参数估计量经济意义都不合理。在多元线性回归模型的估计中, 出现参数估计值的经济意义明显不合理的情况, 样本数据存在严重共线性的可能性较大。下面利用简单相关系数法进行多重共线性的检验, 利用Eviews软件, 相关系数矩阵如表2。
从此相关系数矩阵可以看出, 解释变量相互之间的相关系数较高, 证实确实存在严重共线性。所以相对收入假设消费模型对我国农村居民不能应用。
4 结语
通过以上实证分析可知, 凯恩斯的绝对收入假设可以用来描述我国农村居民的消费行为。目前我国农民的消费仍然由收入决定, 所以要启动农村消费市场以拉动经济增长, 必须研究如何提高农民的收入。
农民的纯收入主要由工资性收入、家庭经营纯收入与转移性和财产收入构成。农民已经属于“半工半农”型农民, 近年来工资性收入在总收入中的比重不断上升, 而作为农民收入中最稳定最直接的收入来源——农业收入比重在下降。这就要求加快建立农民剩余劳动转移的保障制度, 建立农民工的培训制度, 不断提高农民工的就业能力和就业层次。继续保障农民最稳定的农业收入, 重点解决农业生产方式的有效提升, 实现农业产业链向工业方向的延伸, 同时要充分发挥税收等经济杠杆作用, 加大收入分配调节力度, 从而提高农村居民的消费能力。同时完善社会保障体系, 改善农村消费环境。一方面, 按照城乡一体化目标, 加快建立起与城镇相同养老、医疗等农村社会保障制度;另一方面, 加快农村土地制度的改革, 完善土地承包经营权权能, 依法保障农民对承包土地的占有、使用、收益等权利。加强土地承包经营权流转管理和服务, 建立健全土地承包经营权流转市场, 按照依法自愿有偿原则, 允许农民以转包、出租、互换、转让、股份合作等形式流转土地承包经营权, 发展多种形式的适度规模经营。
摘要：在对中国农村居民消费行为分析的基础上, 根据1985-2007年间我国农村居民收入和生活消费支出统计数据, 用绝对收入假设和相对收入假设消费函数模型对农村居民的消费数据进行拟合, 利用Eviews软件对计量模型进行了参数估计和检验, 并对所得的分析结果做了经济意义的解释, 以验证和发展消费行为理论, 得出凯恩斯的绝对收入假设才可以用来描述我国农村居民的消费行为。我国农民的消费仍然由收入决定, 所以要启动农村消费市场以拉动经济增长, 必须提高农民的收入。
关键词：消费函数,农村居民,实证分析
参考文献
[1]李武.基于凯恩斯消费函数的我国城乡居民消费差异实证分析[J].统计研究, 2007, (6) .
[2]张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南[M].天津:南开大学出版社, 2004.
广东居民消费与收入的函数关系 篇3
关键词：广东,消费函数,居民,消费,收入
我们知道, 收入增加, 消费就会增加。收入增加1元, 消费会增加多少呢?以广东为例, 经过计算, 收入增加1元, 广东城镇居民的消费增加0.75元, 广东农村居民的消费增加0.70元。笔者运用凯恩斯消费函数理论, 通过几何画板软件得出广东消费与收入的函数关系, 计算1998年以来广东城镇居民的消费与《广东统计年鉴》的数据最大误差在3%左右, 广东农村居民的消费与《广东统计年鉴》的数据最大误差在4%左右。
一、消费函数概述
1.凯恩斯 (J.M.keynes) 的绝对收入假说。1936年英国经济学家J.M.凯恩斯在《就业、利息和货币通论》一书中提出消费函数的概念, 他认为消费函数是指反映消费支出与影响消费支出的因素之间的函数关系式。凯恩斯理论假定, 在影响消费的各种因素中, 收入是消费的唯一的决定因素, 收入的变化决定消费的变化。随着收入的增加, 消费也会增加, 但是消费的增加不及收入的增加多。如果消费和收入之间存在线性关系, 则消费函数可以表示为:C=C0+b Y, 式中, C为消费, Y为收入, C0为自发消费部分, b为边际消费倾向是一个常数, b和Y的乘积表示收入引致的消费。因此, 整个公式的经济含义是:消费等于自发消费与引致消费之和。 (1) 边际消费倾向是消费曲线上任一点的斜率; (2) 0
2.杜森贝利 (J.S.Duesenberry) 的相对收入假说[1]。杜森贝利认为, 消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响, 同时, 一方面受周围人群的消费行为、收入水平、消费水平的影响;另一方面, 消费者的消费支出也受过去曾达到的收入水平和消费水平的影响, 消费者一旦维持过一个较高的消费水平, 该消费水平难以随收入的减少而降低, 这种现象被称为消费的“不可逆性”, 也称“棘轮效应”。相对收入假设的消费函数表示为:Ct=α0Yt+α1Yt-1+μt, 其中, Yt表示当期收入, Yt-1表示前期收入。
3.莫迪利安尼 (F.Modigliani) 的生命周期假说。莫迪利安尼认为, 消费者是理性的, 他使用一生的收入, 安排一生的消费, 受一生中总消费等于总收入的预算约束, 追求消费效用的最大化。因此, 消费者现期消费不仅与现期收入有关, 而且与消费者以后各期收入的期望值、开始时的资产和个人年龄大小有关。消费函数表示为:Ct=α1Yt+α2At+μt, 其中, Yt表示当期收入, At表示t时刻的资产存量, 0<α1<1, 0<α2<1。
4.弗里德曼 (M.Friedman) 在《消费函数理论》中提出持久收入假说。认为人们在消费时不是依据短期的实际收入, 而是依据长期、持久收入, 既包括前期收入, 也包括以后各期期望收入。消费与收入的关系为:Ct=α0+α1YPt+α2Ytt+μt, 其中, YPt表示持久收入, Ytt表示t时刻收入。
此外, 霍尔 (Hall, Robert E.) 将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说, 提出了随机游走假说;20世纪80年代中期以后, 有人提出预防性储蓄假说和流动性约束假说等等。
二、广东的消费函数
选取1998—2011年广东城镇居民的人均可支配收入和人均消费性支出 (见表1) , 将表1中这两组数据输入几何画板软件, 可绘制出以下散点图 (见图2) , 图2中, X轴是广东城镇居民人均可支配收入, Y轴是人均消费性支出, 图2中每个点的旁边是人均消费性支出。从图2中可直观地看出两者具有较好的线性关系, 在这些点之间可以画出一条直线, 使这些点均匀地分布在直线的两侧。通过几何画板软件, 可以找出这条直线的斜率以及直线和Y轴的交点。得出方程:
这就是广东城镇居民的消费函数, 其中X表示收入, Y表示消费, 边际消费倾向为0.75。广东城镇居民的消费函数表明可支配收入每增加1元, 消费增加0.75元, 自发消费 (收入为零时的消费) 等于562.00大于零, 边际消费倾向等于0.75在0~1之间, 符合凯恩斯消费函数理论。
数据来源:《广东统计年鉴2012》。
和广东城镇居民消费函数的算法一样, 可以得出广东农村居民的消费函数:
其中X表示收入, Y表示消费。广东农村居民的消费函数表明可支配收入每增加1元, 消费增加0.70元, 自发消费 (收入为零时的消费) 等于180.00大于零, 边际消费倾向等于0.70在0~1之间, 符合凯恩斯消费函数理论。
三、广东消费函数评价
从表1可以看出, 根据广东城镇居民消费函数算出的消费支出与《广东统计年鉴》的消费支出, 平均误差只有0.09%, 绝对值的平均误差为1.61%, 这样的结果是不错的。笔者还用微软的Word软件画出了广东城镇居民消费函数, 几何画板和微软的Word软件得出的消费函数相当吻合。当没有收入时, 广东城镇居民消费函数显示维持生存需要的消费为562.00元, 这点钱会不会少了点?这与我们选取数据的时间段有关, 我们选取数据是从1998年开始的, 那时候在广州一个教授的月收入才几百元。
数据来源:《广东统计年鉴2012》。
从表2可以看出, 根据广东农村居民消费函数算出的消费支出与《广东统计年鉴》的消费支出, 平均误差为0.16%, 绝对值的平均误差为2.78%, 这个的结果比广东城镇居民消费函数得出的结果稍差, 但还是可以接受的。表2中, 2005年广东农村居民消费函数算出的消费比实际消费少6.59%, 是表2中误差最大的。这是因为2005年广东比全国提前一年免征农业税, 一个在中国存在两千多年的古老税种宣告终结, 农民消费热情高涨, 农村居民人均生活消费支出比上年增长14.4%, 实际增长11.4%, 在这13年中仅次于2011年。
按照凯恩斯消费函数理论, 随着收入增加, 边际消费倾向递减。但广东的情况与之相反, 广东城镇居民的边际消费倾向0.75大于农村的0.70。1946年, 西蒙·库兹涅茨用美国1869—1938年长达70年的有关数据对凯恩斯的消费理论进行分析, 结果显示:消费函数中边际消费倾向不随收入上升而下降, 而保持在0.84~0.89之间, 长期内相对稳定。库兹涅茨发现的这一关系, 与凯恩斯消费函数的特性不一致, 这一矛盾称为“消费函数之谜”[2]。这说明边际消费倾向递减规律作为一个长期趋势并不一定存在。
比较上页图2和图3, 广东农村居民2011年的消费还没有1998年城镇居民的消费高, 2011年广东城乡居民收入比为2.87∶1, 城乡居民收入差距较大。因此, 提高居民收入, 特别是农村居民收入, 大力推进城镇化建设, 必将推动广东和中国经济进一步发展。
参考文献
[1]王兆宁.中国消费函数模型分析[J].社科纵横, 2006, (9) .
中国城镇居民消费函数的实证分析 篇4
消费不振是目前中国经济面临的一个非常突出问题，我国最终消费占GDP的比重已从已经从上世纪80年代的超过60%下降到2010年的不足50%，居民消的费比率也从1991年的48%下降到2010年的不足40%，与钱纳利标准模式(61%)相差超过20个百分点，这对中国这样一个经济大国来说明显偏低，譬如欧美经济大国家居民消费率都超过70%。消费不振就会导致投资机会减少，大量的居民和企业的储蓄无法转化为投资，就会致使经济增长乏力。
当前，在全球经济复苏时有反复，国外需求恢复并不尽人意，人民币升值步伐加快，中国经济出口面临着严峻的挑战，2011年2月份更是出现了贸易逆差，因此作为拉动中国经济增长的三架马车之一的出口对中国经济增长的贡献逐渐降低。为了保证中国经济的平稳增长，我国需要侧重考虑另外两驾马车---投资和消费。在投资方面，金融危机后出台了4万亿的投资计划来刺激中国经济发展，目前看来成果显著，2010年GDP增速达到10.7%。“十二五”期间，中国经济发展目标是“调结构、稳增长、控通胀”，经济转型将是发展主线，投资增速将会趋于稳定，对经济增长的贡献也会趋于稳定。在这种情形下，拉动中国居民消费对中国经济持续较快增长的意义巨大。所以，研究中国居民的消费情况，找出阻碍居民消费水平的因素，并对症下药，便显得尤为重要。本文根据1989年—2008年期间，中国城镇居民的消费收入及一些宏观经济数据，对中国城镇居民的消费的进行实证研究，拟合出中国城镇居民的消费函数进而总结出影响城镇居民消费水平的一些重要因素，并给出自己的一些建议。
二、文献综述
1、西方的消费理论和消费模型主要有以下几种
(1)凯恩斯绝对收入假说。凯恩斯绝对收入理论认为短期内的居民消费支出主要依赖于其当前的可支配收入。
(2)莫迪利安尼生命周期假说。莫迪利安尼认为消费者是理性的, 其用一生的收入来安排一生的消费, 在一生总消费等于总收入的约束下来追求总效用的最大化。
(3)杜森伯利相对收入假说。杜森贝利认为消费者的消费不仅与自身收入有关, 同时还受周围人群的消费行为、收入水平、消费水平以及其过去曾达到的收入水平和消费水平影响。
(4)弗里德曼持久收入假说弗里德曼认为, 居民的消费支出不是由他的当期收入而是由他的持久收入决定的。
2、我国学者从20世纪90年代开始逐步关注中国居民的消费行为的研究和实证分析
陈学彬等(2005)对居民的消费储蓄行为进行了实证研究，认为现阶段决定我国居民消费储蓄的最主要因素依然是居民的收入水平, 但是必要的生活水平对居民的消费行为有重要影响;赵友宝等 (2000) 认为居民收入分配不均是影响总消费需求不足的重要的原因;袁志刚等 (2002) 认为必须在消费理论的框架内研究收入分配与消费的关系, 并得出了收入分配确实会影响总消费的结论;陈惠雄(2005)认为影响居民消费支出的决定性因子并不是收入差异，而是消费者为了获得一定的收入而付出的生命成本差异。
尽管影响消费的因素有很多，但由于数据的可得性以及因素的可度量性等，我们不可能将所有的因素考虑完全。本文通过对中国城镇居民消费水平影响因素以及中国城镇居民消费倾向影响因素分别作协整检验，进而回答一下几个问题：
目前中国城镇居民的边际消费倾向大小是多少。
居民收入差距水平以及人口结构对消费倾向的具体影响水平如何。
政府应该采取什么措施来刺激居民的消费。
三、实证分析
1、研究关于中国城镇居民消费情况的函数，需要考虑一下几个方面
(1)城镇居民收入水平差距、人口结构和消费倾向的衡量。
本文采用1989年至2009年的中国城镇居民的基尼系数来衡量收入水平差距，其中由于缺乏官方的基尼系数的数据，很多非中国官方的数据也比较缺乏连续的数据，并且不同的机构或者给出的基尼系数有时也不尽一致。因此，本文依据《中国统计年鉴》中对城镇居民收入的分类划分 (其中10%最低收入者，10%低收入者，20%中低收入者，20%中等收入者，20%中高收入者，10%高收入者，10%最高收入者) ，按照张立健(2007)在《统计科普》中介绍的基尼系数的快速算法来计算基尼系数。人口结构则是一个非常复杂的因素，很难用一个具体的数据来衡量人口结构，作为一个简化的评价方法，本文采用我国每年0-14岁人口数与65岁以上岁人口数的比来衡量(主要是衡量老龄化水平，比例越大说明老龄化水平越低)。
此外，对于消费倾向本文用城镇居民年消费性支出与年可支配收入的比来表示。
(2)因素的分析。
关于消费水平。毫无疑问，居民的消费水平应该主要取决于可支配收入的多少，二者应该成正比关系;其次，如果利率越高，通胀率越低，那么居民应该更有动力去储蓄而不是进行即期消费，所以，消费水平应该与利率呈反比，与通胀率成正比。本文中我们以、、、表示当年居民的平均消费性支出(以1989年平价)、当年的可支配收入(以1989年平价)、当年的一年期名义利率、当年的通胀率。
关于消费倾向。首先，因为富人的边际消费倾向小于穷人的边际消费倾向，所以居民的可支配收入水平差距越大，即基尼系数越大，居民的平局消费倾向应该越小;其次，人口结构老龄化, 年轻人口的负担加重, 年轻人储蓄意向趋高, 消费意向趋低, 导致居民消费倾向降低，所以，居民消费倾向应该与人口结构成正比。文中我们以、和表示当年当年的基尼系数、当年的消费倾向和当年的人口结构。
2、实证检验
(1) 数据收集。
本文采用中1989年至2009年上述变量的年度数据，其中消费支出与收入均以1989为平价计算得出;由于一年中利率可能会调整几次，所以，本文中采取的利率水平 (I) 是由央行网站数据根据调整日期加权得到。除利率外，其余数据均来自《中国统计年鉴》。
(2) 协整检验。
为了防止伪回归，首先对消费支出、平均消费性支出、当年的可支配收入、当年的一年期名义利率以及当年的通胀率四个变量进行单位根检验，发现四个变量服从从I (2)过程;然后对居民消费倾向、基尼系数以及人口结构进行单位根检验发现三个变量都服从I (1)过程，所以我们对两组变量分别进行协整检验.
A、消费水平影响因素协整检验。
首先，利用OLS回归得到如下结果：
可以看到在5%的显著性水下，通胀水平的系数通不过T检验，原因可能是中国城镇居民的消费价格弹性接近于1，居民的收费总额对价格变化不敏感。因此，不得不把通胀率这一经济意义上合理的因素排除掉，重新回归得到如下结果
经过各种计量检验证实上述模型不存在多重共线性、异方差性以及自相关。此外，在5%显著水平下，残差序列也是平稳时间序列，因此我们可以得到如下结论：居民消费性支出、可支配收入、通胀水平和利率存在长期的平稳关系。
B、消费倾向影响因素协整检验。
首先，利用OLS回归得到如下结果
经过各种计量检验证实上述模型不存在多重共线性、异方差性以及自相关。此外，在5%显著水平下，残差序列也是平稳时间序列，因此我们可以得到如下结论：居民消费性支出、可支配收入、通胀水平和利率存在长期的平稳关系。
四、结论和建议
从以上实证分析来看，我们得到以下结论和建议：
1、中国城镇居民消费水平与城镇居民可支配收入、一年期名义利率存在长期稳定的协整关系。其中居民可支配收入仍然是影响城镇居民消费水平的最重要的因素，最近20年城镇居民的边际消费倾向为0.6640。而城镇居民消费倾向与城镇基尼系数和人口结构也存在长期稳定的协整关系，基尼系数反向影响着消费倾向，而人口结构正向影响着消费倾向(或者老龄化水平反响影响着消费倾向)。
2、我国城镇居民的消费倾向近几年来呈下降趋势，说明我们的消费水平有很大的提升空间。同时我国城镇居民的基尼系数近年来逐渐增大，意味随着居民收入差距的增大，由于富人的消费倾向更低，而低收入人口的消费倾向高但收入水平低，就导致导致了我国城镇居民消费倾向的降低，进而导致了消费水平的降低。其次，随着我国老龄化趋势的到来，由于中国的社会保障体系还不尽完全，养老、医疗等覆盖面还不广，年轻一代的负担更加重，进而导致了居民不敢消费，储蓄意愿更强，也影响了整个社会的消费水平。
3、如何解决目前我国较低的消费水平，我认为主要从其他几个方面着手解决：大力提高居民收入, 着力加强城镇中低收入居民的消费能力;适当调整收入分配政策, 譬如提高所得税起征点等，逐步缩小居民收入差距;采取必要的政策措施来减缓人口老龄化的进程;建立健全社会保障体系，改善居民对未来的预期, 增强居民的消费信心;着力改善消费环境, 引导正确的消费观念。
参考文献
[1]陈学彬、杨凌、方松.货币政策效应的微观基础研究——我国居民消费储蓄行为的实证分析.复旦学报, 2005, (1) ..
[2]赵友宝、张越玲.消费需求不足的收入分析.财经科学, 2002, (4) .
[3]李晋峰.阜新城镇居民消费结构的数量分析.辽宁工程技术大学学报, 2006年25卷第6期.
[4]袁志刚、朱国林.消费理论中的收入分配与总消费—及对中国消费不振的分析.福建论坛 (人文社会科学) , 2002, (2) .
[5]陈惠雄.生命成本:关于消费函数理论的一个新假说.中国工业经济, 2005, (8) .