居民消费容量函数

居民消费容量函数（精选五篇）

居民消费容量函数 篇1

一、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, 消费函数为:

二、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:

三、实证分析

本文选取1985～2009年间农村居民人均年纯收入与人均年生活消费支出的统计数据作为样本。数据来源于中国统计局数据年鉴。

(一) 模型构建

1、绝对收入模型。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:

其中:SCt为居民人均生活消费支出, Yt为居民人均年收入, μt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。

2、相对收入模型。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:

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, 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:

2、相对收入假设的消费函数模型估计结果:

(二) 模型的检验

1、绝对收入假设的消费函数模型检验。从回归估计的结果看, 模型拟合较好。可决系数R2=0.9965, 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, 并且从斜率项的值看为0<0.756<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。

(1) Whi t e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。R-squared=10.682, 表明不存在异方差。对样本容量为25并且只有一个解释变量的模型, 在5%显著水平下, 查D.W.统计表可知, 模型中D.W.

(2) 广义差分法。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, 1阶广义差分的估计结果显示在5%的显著水平下, dl

在5%的显著水平下, du

2、相对收入假设的消费模型检验。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=1.212>1, α1=-0.404<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。利用简单相关系数法进行多重共线性的检验, 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。

四、结束语

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, 而相对收入假设消费模型对我国农村居民不应用。农民消费的提高对我国经济增长的作用是不言而喻的, 目前我国农民消费依然由收入决定, 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水平。

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。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。消费水平的高低, 最终是由收入水平决定的, 只有农村居民收入增加了, 消费水平才能真正增加。因此, 必须采取各种政策措施, 增加农村居民收入。第一, 加快农村经济结构调整步伐, 大力发展农村非农产业, 转移农业剩余劳动力, 增加农村居民非农产业收入。同时, 要以市场为导向, 按照区域化布局、专业化生产的要求, 加快农业结构调整步伐, 减少没有市场需求前景的传统的低质农产品, 大力发展市场需求旺盛、潜在需求大的优质农产品, 尤其要大力发展绿色农产品;第二, 通过完善利益机制、建立农产品生产基地、大力发展龙头企业、加快建立农民合作经济组织、完善农产品市场体系等途径, 进一步完善农业产业化经营形式, 使农民参与农业产前、产中、产后环节的经营活动, 拓宽农民增收环节;第三, 加大政府对农业和农村经济发展的支持力度, 尤其在农业基础设施建设、农业科技发展与应用、国内外市场开拓等方面加大支持力度;第四, 尽快建立城乡统一的劳动力市场, 取消对农村劳动力进入城市就业的各种限制, 增加农村居民进城打工的收入;第五, 进一步推进农村税费制度改革, 建立适合农村居民收入水平和特点并符合农村经济和社会发展需要的税费征收制度, 不断完善征收办法, 切实减轻农村居民负担。

摘要：本文在对我国农村居民消费行为分析的基础上, 根据我国农村居民人均纯收入和人均生活消费统计数据, 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参数估计和检验, 并对所得的分析结果做出经济意义的解释, 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。

关键词：消费函数,农村居民,绝对收入,相对收入

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]王桂朵.扩大农村消费新突破口的选择[J].云南财经大学学报, 2009.4.

安徽省居民消费与收入函数关系探讨 篇2

众所周知,随着收入的增加,人们的消费也会相应增加。由于目前我国各省市发展水平不均匀,导致我国各地区居民消费随收入增加而增长的幅度也会有所差异。笔者运用凯恩斯消费函数理论,利用Excel软件得出了安徽省居民消费与收入的函数关系。根据计算出的函数关系,以安徽省为例,收入每增加1 元,安徽省城镇居民消费增加0.69 元,安徽省农村居民消费增加0.78 元。经计算得出的2003—2012 年安徽省城镇居民的消费与国家统计局所公布的数据的平均误差为0.05%,安徽省农村居民的消费与国家统计局所公布的数据的平均误差为0.36%。

一、凯恩斯消费函数理论概述

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,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:

函数式中c(t)表示消费,I(t)表示收入,参数a称为自发消费,即收入为零时举债或动用过去的储蓄也必须要有的基本生活消费,参数b称为边际消费倾向。由于凯恩斯提出的消费函数仅仅以收入来解释消费,因此又被称为绝对收入假说。

二、安徽省的消费函数

笔者选取2003—2012 年安徽省城镇居民的人均可支配收入与人均消费性支出(表1),将以上两组数据导入Excel,可以得出以下散点图(图1)。图1 中,X轴表示安徽省城镇居民人均可支配收入,Y轴表示人均消费性支出。从图1 中明显可以看出二者具有很好的线性相关关系。可以画出一条直线,使这些点均匀的分布在直线的两侧。利用最小二乘法结合所给数据可以得出这条直线方程为

数据来源：中国国家统计局 http：//www.stats.gov.cn/

这就是安徽省城镇居民的消费函数,其中C表示城镇居民总消费,y表示城镇居民总收入,边际消费倾向为0.69。安徽省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0.69 元。自发消费为515 元,大于零;边际消费倾向为0.69,介于0 到1 之间,符合凯恩斯消费函数理论。

如表2、图2 所示,与计算安徽省城镇居民消费函数的方法相同,可以得出安徽省农村居民的消费函数:

这就是安徽省农村居民的消费函数,其中C表示农村居民总消费,I表示农村居民总收入,边际消费倾向为0.78。安徽省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0.78 元。自发消费为13 元,大于零;边际消费倾向为0.78,介于0 到1 之间,符合凯恩斯消费函数理论。

数据来源：中国国家统计局 http：//www.stats.gov.cn/

三、安徽省消费函数评价

从表1 可以看出,由安徽省城镇居民消费函数计算出的消费支出与国家统计局公布的数据相比较,平均误差仅为0.05%,绝对值的平均误差也只有0.73%,拟合程度非常高,效果令人满意。从表2 也可以看出,由安徽省农村居民消费函数计算出的消费支出与国家统计局公布的数据相比较,平均误差为0.36%,绝对值的平均误差为3.30%。这个结果虽然比安徽省城镇居民消费函数得出的结果稍差,但也还是可以接受的。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。安徽省城镇居民边际消费倾向为0.69,小于农村居民边际消费倾向0.78。因此,综合来看,笔者计算得出的安徽省居民消费函数是符合凯恩斯消费函数理论的。

居民消费容量函数 篇3

改革开放以来,我国的工业化程度不断提高,我国居民的收入和消费水平也不断提高。但是情况不容乐观,根据2010年第六次全国人口普查主要数据公报(第1号),我国大陆31个省、自治区、直辖市中居住在乡村人口占50.32%[1],我国的城市化程度较低,贫富差距较大,城乡差异严重,这些情况制约了我国经济的进一步发展。党的十六届三中全会《决定》提出了5个统筹,其中统筹城乡发展列首位,统筹城乡发展,实现城乡一体化,必须正视城乡差异[2]。

城乡居民消费差异是城乡差异的重要组成部分,因此,研究城乡居民的消费差异非常具有现实意义。李武采用1991-2005年间的数据,应用凯恩斯消费函数对我国城乡居民消费差异进行实证分析,认为“我国城镇居民不仅基本消费需求高于农村居民,而且样本期平均边际消费倾向也高于农村居民”[3]。孙晓燕等采用1991-2008年间山东省数据实证分析山东城乡居民消费差异,认为“城乡居民消费差异原因是城乡收入的差异、城乡消费环境的差异、城乡社会保障机制的差异”[4]。汪浩等采用1993-2007年间的安徽数据建立城乡居民消费差异与城乡居民收入差异、城乡市场化程度差异和城乡公共产品支出的差异的多元回归模型,回归模型结果为收入差异的系数为0.385,市场化程度差异的系数为0.233,公共产品支出差异的系数为0.003[5]。以上学者从各个角度对城乡居民消费差异进行了研究,但是把消费行为函数和消费结构差异结合起来进行研究甚少。因此本文采用凯恩斯消费函数对成都市城乡居民消费差异进行研究,并结合成都市城乡居民消费结构差异进行实证分析。找出制约成都市居民消费水平进一步提高的主要因素,为刺激消费、拉动内需,寻求理论支撑。

1 凯恩斯消费函数理论介绍

凯恩斯认为,消费由收入唯一确定,消费与收入之间存在稳定的函数关系。消费将随着收入的增加而增加,两者之间具有正向同步变化的趋势。但消费的增长低于收入的增长,并且消费在收入中的比例是递减的,消费支出除受可支配收入影响外,还受到其他一些变量及随机因素的影响,对消费支出有影响的其他因素均包含在随机误差项中[6]。在短期中,消费可以分为自发消费和引致消费两部分。自发消费是指不取决于收入的消费,引致消费是指随收入的变动而变动的那部分消费。用Yt表示消费额,Xt表示收入,β0表示自发消费,β1表示引致消费,ut表示随机误差项,可建立消费函数模型:

2 成都市城乡居民消费差异实证分析

2.1 研究的思路与方法

2.1.1 建立城乡居民消费函数

首先建立消费函数模型,以成都市城乡居民1995-2009年间的人均生活消费支出和人均可支配收入为基础数据。为了消除价格变动因素对居民收入和消费支出的影响,用经消费价格指数进行调整后的1995年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出数据做回归分析。利用EViews软件采用最小二乘法(OSL)进行回归,分别估计出城乡居民消费函数的参数。然后利用EViews软件的相关功能对模型参数进行拟合优度检验、参数显著性检验(t检验)、回归模型显著性检验(F检验)、异方差检验和自相关检验。最后,根据检验的结果,采取相应的解决办法,求解模型。

2.1.2 城乡居民消费差异分析

根据第一步求得的城乡居民消费函数,进行城乡居民消费行为对比分析;然后,根据城乡居民恩格尔系数的变化趋势和2009年城乡居民消费结构数据,进行城乡居民消费结构对比分析。

2.1.3 结论

根据第二步中的分析结果,给出缩小城乡消费差距的的有关政策建议。

2.2 建立城乡居民消费函数

2.2.1 模型的构建和求解

根据凯恩斯的绝对收入理论,建立城乡居民消费函数回归模型为[6]:

其中用Yi表示人均消费支出,Xi表示人均可支配收入,β0i表示人均年基本消费需求,β1i表示居民边际消费倾向,ui表示随机误差项,i=1,2。

利用EWiews软件,采用最小二乘法(OSL)估计回归模型的参数。结果如下:

(1)城镇居民消费模型估计结果:

(2)农村居民消费模型估计结果:

从以上的城乡居民消费模型估计结果可以看出,城乡居民消费函数具有较好的拟合度,并且也通过了t检验和F检验。

2.2.2 异方差性的检验

本文采用怀特(White)检验法来检验异方差性。城乡居民消费差异模型为一元回归模型,辅助回归模型中只有X和X2两项,故自由度为2[6]。

(1)城镇居民消费模型怀特异方差性检验结果:

取显著性水平α=0.05,由于n R2=4.094025<χ20.05(2)=5.99,所以城镇居民消费函数模型不存在异方差性。

(2)农村居民消费模型怀特异方差性检验结果:

取显著性水平α=0.05,由于n R2=5.310848<χ20.05(2)=5.99,所以乡村居民消费函数模型不存在异方差性。

2.2.3 自相关性检验

本文采用残差图分析来检验是否存在自相关性。城乡居民消费函数残差图见图1和图2。

通过对城乡居民消费函数残差图进行分析,可以判断随机误差项没有随时间变化呈周期性变化[6],可以判断城乡居民消费函数模型都不存在自相关性。

2.3 城乡居民消费差异性分析

2.3.1 城乡居民消费行为对比分析

以1995年的不变价格为标准,城镇居民基本消费需求高于农村居民436.20元,是农村居民的1.8倍。这主要是因为:(1)城镇居民衣食住行商品化了,而农村居民的食和住都可以自给自足[7];(2)城镇居民的整体生活水平高于农村居民;(3)农村市场环境远远落后于城市。

按照1995年的不变价格为标准,1995-2009年间城镇居民在样本期内平均边际消费倾向是农村居民的1.2倍。主要原因是农村居民对未来的预期没有城镇居民乐观,城镇居民在医疗保险、养老保险等各种社会福利待遇方面都要优越于农民。同时这也表明,城乡居民收入差距是城乡居民消费差距的主要原因。

2.3.2 城乡居民消费结构差异对比分析

一般来说,食品的消费比重即恩格尔系数越大,说明居民的消费结构水平越低,反之越高[4]。图3反映了城乡居民恩格尔系数从1995-2009年间的变化趋势,通过对恩格尔系数变化趋势图分析,从整体上来看,城乡恩格尔系数基本稳中趋降,这意味着成都市城乡居民消费结构不断提高,趋于合理。但是农村恩格尔系数明显比城镇大约高10%,说明农村居民的消费结构水平还远远低于城镇居民的消费结构水平。

表1反映了成都市城乡居民消费各组成部分的比重,农村居民消费组成部分中的食品、家庭设备和居住明显有比城镇居民的所占的比重高,而城镇居民则在衣着、医疗保健、交通通讯、文教娱乐和其他消费比重要比农村居民的高。总之,农村居民的消费结构水平落后于城市居民。这主要是因为:(1)农村居民的消费观念落后于城镇居民;(2)城镇居民的消费环境要优越有农村居民;(3)城镇居民比农村居民更注重追求文化生活质量。

3 消减成都市城乡居民消费差异的政策建议

3.1 加强农村居民消费引导,促进居民消费稳定增长

农村居民相对城市居民消费观念比较落后,农村居民在衣着、交通通讯、文教娱乐等方面消费比例较低。政府应该以城乡一体化为目的,以与时俱进为精神根据消费结构升级的要求,通过改变农村居民消费观念、进行消费示范和实施消费信贷等相关鼓励消费的政策,引导农村居民合理消费。同时要加强农村居民思想教育,提高居民文化水平,提倡“人人爱读书,家家飘书香”,以此改变农村居民落后的消费观念。

3.2 增加农村居民收入,缩小城乡居民收入差距

增加农民的收入,主要是要解决好“三农”问题,即农村、农民和农业问题。(1)加速城市化进程,消除城乡二元经济结构,促进小城镇建设和发展,以此加快农村城镇化的步伐;(2)鼓励农民进城务工,消除农民工工资歧视,要做到同工同酬;同时,加强农民技能培训,增加农民就业机会;(3)结合成都实际情况,大力发展绿色农业和观光农业等特色农业,加大对农村的投资,同时完善成都农村集体土地流转制度,培育农村土地流转市场,提高土地集约利用程度,以此促使农业快速发展。

3.3 大力改善农村消费环境

随着社会经济的发展,农村人均收入也快速提高,但是农村的消费环境依然落后,没有跟上发展的步伐。通过政府支持和投资,以及动员社会力量扩大民间投资,把改善农村基础设施做成各级政府的“民心工程”,如村村通工程、电网改造、信息网络、医疗卫生网点、农村信用社网点等等,积极为提高农村居民生活消费质量创造条件。成都市政府应该根据当地的资源优势,合理的调整产业结构,在打造农村消费环境的同时,统筹兼顾环境保护。

3.4 完善农村社会保障制度

目前,我国正在积极完善城镇居民的社会保障制度,农村居民的社会保障制度基本上还算是空白。因此,应该积极推进农村社会保障制度的发展,尤其要建立适应新农村的医疗保险和养老保险制度。

摘要：本文基于凯恩斯消费理论,通过成都市1995-2009年城乡居民可支配收入和生活消费数据,建立了成都市城乡居民消费函数,并结合城乡居民1995年-2009年间恩格尔系数的变化趋势和2009年成都市城乡居民消费结构,对成都市城乡居民消费差异进行了实证分析,找出了城乡居民消费差异的主要原因。最后,提出了消减成都市城乡居民消费差异的建议。

关键词：城乡居民,消费函数,消费差异,消费结构

参考文献

[1]中华人民共和国国家统计局.2010年第六次全国人口普查主要数据公报(第1号).2011.4.28.http://www.stats.gov.cn/tjfx/jdfx/t20110428_402722253.htm.

[2]黄梅,黄文辉.云南省城乡居民消费差异的Panel Data模型[J].云南民族大学学报(哲学社会科学版),2006,23(6):55-58.

[3]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,2007,24(6):67-69.

[4]孙晓燕,吴学花.山东省城乡居民消费差异实证分析[J].山东社会科学,2009,(9):54-57.

[5]汪浩,沈文星.中部地区成效居民消费差异研究——基于安徽数据的分析[J].林业经济,2010,(4):104-107.

[6]张龙,王文博,曹培慎.计量经济学[M].清华大学出版社,2010.

居民消费容量函数 篇4

为了落实和贯彻政府提出的扩大内需政策, 必须深入研究我国居民消费的主要影响因素, 即研究我国居民消费的模式和特征, 在数学上表现为消费函数的形式。随着我国改革体制的不断深入, 东部沿海地区获得了长足的发展, 这一地区居民相对于内陆地区居民收入水平高, 消费习惯与消费行为也与其他地区不同。因此, 分别考察典型区域 (东中西) 居民消费函数, 找出它们之间的差异, 分析不同区域居民消费的主要影响因素及这些因素的作用方向、作用大小、作用差异, 对于制定扩大内需政策都有着非常重要的作用。

一、国内外消费函数的研究现状

(一) 国外消费函数的研究

在国外, 自20世纪著名经济学家凯恩斯提出消费函数理论以来, 消费函数的研究不断深入, 且一直是宏观经济学研究的难点和重点问题。在此方面, 主要成果有杜森贝利 (1949) 的相对收入假说、莫迪里亚尼等人 (1954) 的生命周期假说、弗里德曼 (1957) 的永久收入假说。除此之外, 还有霍尔 (1978) 的随机游走假说、迪顿 (1991) 流动约束假说、通货膨胀假说、内生收入假说、消费习惯假说等。

对于各种消费函数理论, 各大学派学者持有不同的看法。其中, 凯恩斯的绝对收入假说消费函数理论认为总消费是总收入的函数。这一思想用线性函数形式表示为

式中Ct表示总消费, Yt表示总收入, t表示时期, a、b为参数, 参数b称为边际消费倾向, 其值介于0与1之间。

美国经济学家杜森贝利的相对收入消费理论认为, 短期消费函数不同于长期消费函数, 就短期而言, 收入增加时低收入者的消费会赶上高收入者的消费, 一旦收入减少, 消费水平的降低将相当有限。当期收入和过去的消费支出水平决定当期消费。生命周期消费理论的提出者莫迪利安尼认为, 总储蓄和总消费会部分依赖于人口的年龄分布。人们会在相当长时期的跨度内计划自己的消费开支, 以便于在整个生命周期内实现消费的最佳配置。从个人一生的时间发展顺序看, 一个人年轻时的收入较少, 但具有消费的冲动、消费的精力等消费条件, 此时的消费会超过收入;进入中年后, 收入会逐步增加, 收入大于消费, 其收入实力既可以偿还年轻时的债务, 又可以为今后的老年时代进行积累;退休之后步入老年, 收入减少, 消费又会超过收入, 形成负储蓄。弗里德曼提出永久性收入假说即人们的消费行为主要取决于永久性收入, 而不是偶然所得的“暂时性收入”, 只有没有预期到的影响未来收入的政策变化才能影响消费。

(二) 国内消费函数的研究

国内学者对于消费函数的研究主要表现在两个方面:一是主要把国外已有的消费函数理论应用到我国, 在充分考虑我国制度转轨、收入分配等特殊因素的条件下, 引入相关变量对西方消费函数加以优化, 使之适应中国的实际情况;二是应用数量经济学方法对我国的消费函数进行估计建模, 实验性地给出决定消费的主要变量并对模型参数进行估计, 从而测算各影响因素对消费的影响方向和影响大小等。

在分区域研究消费函数方面, 研究成果以臧旭恒 (1994) 为代表, 研究主要表现在分时期、分城乡进行居民消费函数的估计。具体做法是以1978年为分割点, 分别估计1952~1978年和1978~1991年期间的城乡居民的消费函数, 用即期收入和即期消费来估计。研究结果发现:1978~1991年, 凯恩斯的绝对收入假说对中国的适用性减弱, 中国居民的消费行为显现生命周期假说的特征, 且居民平均消费倾向不断降低, 城镇居民下降速度快于农村居民。改革开放以来, 随着我国行政区域的进一步细分, 我国行政区域习惯被划分为东、中、西三部分。针对我国东、中、西区域划分进行消费函数估计和比较的研究很少, 薛文涛 (2010) 通过建立引入东、中、西虚拟变量的时间序列模型比较区域消费函数差异, 该方法要求变量时序较长。由于消费特征往往会随时间段发生变化, 因此本文认为研究居民消费函数不宜使用较长时间的变量取值, 否则会使消费倾向在过长的时间段上平均化。另外, 本文没有找到将东中西和城乡两个维度区域划分同时考虑并研究消费函数差异性的文献, 这是本文研究的出发点。

二、消费函数变量关系检验

(一) 指标选取和区域划分

本文选取家庭人均消费支出作为消费需求的体现, 之所以选取居民家庭人均变量, 是由于家庭是社会经济生活中最基本的单位, 以家庭为单位进行划分, 能够真实说明每个居民或每个家庭成员生活与发展的实际条件。绝大数从业者都是生活在家庭之中, 须负担无收入者和低收入者, 个人消费支出不能完全反映这一情况。前期研究显示, 在我国很多区域绝对收入决定理论适用性很强, 即期收入可以很大程度上决定即期消费, 在变量和模型显著的基础上, 建模结果的拟合优度高达90%以上。

因此, 本文在选取影响消费需求的因素的时候, 从绝对收入决定理论出发, 通过引入前 (几) 期居民消费和收入因素, 建立省级面板数据模型, 不断扩充消费函数模型及其影响因素。本文后面模型估计部分, 用“CP”代表居民人均消费, “IP”代表人均 (可支配或纯) 收入。

本文在区域划分上跟国家统计局保持一致, 将全国分为东部、中部、西部地区。东部地区有北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西和海南12个省份;中部地区有山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南9个省份;西部地区有重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆10个省份。本文分别用各省首字母代表省份, 如北京用“BJ”表示, 山西用“SX”。各省的变量表示方法为变量名+省份字母, 如北京市居民人均消费支出表示为“CPBJ”。本文最终选取2002~2009年31个省市的面板数据进行模型估计。

(二) 变量关系检验

绘制散点图是相关分析过程中极为常用且非常直观的分析方式。现将东部地区城镇和农村居民人均消费与人均 (可支配或纯) 收入的散点图分别绘制如图1和图2所示。如不加说明, 本文散点图横轴均表示人均 (可支配或纯) 收入IP, 纵轴均表示人均消费CP。观察图1和图2不难发现:东部地区城镇和农村居民人均消费与人均 (可支配或纯) 收入之间的额线性关系明显;东部地区农村居民的消费倾向高于城镇居民;东部地区不同省份城镇居民消费倾向差异不大;东部地区农村居民消费倾向差异相对较大。

现将中部地区城镇和农村居民人均消费与人均 (可支配或纯) 收入的散点图分别绘制如图3和图4所示。观察图3和图4不难发现:中部地区城镇和农村居民的人均消费和人均 (可支配或纯) 收入之间线性关系明显;中部地区农村居民的消费倾向高于城镇居民;中部地区不同省份城镇居民内部和农村居民内部消费倾向差异不大。

现将西部地区城镇和农村居民人均消费与人均 (可支配或纯) 收入的散点图分别绘制如图5和图6所示。观察图5和图6不难发现:西部地区城镇和农村居民的人均消费和人均 (可支配或纯) 收入之间线性关系明显;西部地区城镇和农村居民消费倾向差异不大;西部地区农村居民消费倾向差异较大。

(三) 变量单位根检验

单位根检验是指检验序列中是否存在单位根, 因为存在单位根就是非平稳时间序列了。可以证明, 序列中存在单位根过程就不平稳, 会使回归分析中存在伪回归。LLC检验即基于是否有单位根做的检验, 它的原理是仍采用ADF检验式形式。分别对东、中、西城镇和农村居民人均 (可支配或纯) 收入序列对数进行单位根检验, 检验结果如表1和表2所示。

由表1和表2可知, 东部地区原对数数列就已平稳, 中部、西部地区得经一阶差分才稳定。

(四) 消费函数区域面板模型估计

面板模型的设定需要经过两大类检验:一类是对于一个经济面板数据检验应该建立何种类型的面板数据模型 (其中包括混合模型、固定效应模型和随机效应模型) ;一类是对于一个面板数据模型检验某个解释变量是否应该存在于模型之中, 或者回归系数之间是否存在某种约束。对于前一类检验介绍两个统计量, F统计量和H (Hausman) 统计量。F统计量用于检验应该建立混合模型还是个体效应模型。H统计量用于检验应该建立随机效应模型还是个体效应模型。对于后一类检验介绍三个统计量, F、LR和Wald统计量。三个统计量都是用来决定解释变量的取舍, 或者回归系数之间的某种约束。

分别对东、中、西部地区城镇居民和农村居民的消费函数面板模型进行F检验和Hausman检验, 确定各自的面板模型类型, 检验后的混总结果如表3所示。

根据表3中显示的全国各地区城镇和农村居民消费函数面板模型的设定结果, 通过EVIEWS6.0软件对各地区城镇和农村居民的消费函数进行估计, 最终估计得到的模型结果如表4所示。

三、结论与建议

(一) 绝对收入理论在我国仍然有很广泛的适用性, 扩大内需的关键是提高居民收入水平

本文通过对我国东、中、西三个地区城镇和农村居民的消费函数进行面板模型估计发现, 西方主流消费函数理论 (绝对收入理论) 在我国具有很广泛的适用性。当前, 我国居民消费支出基本上是实际收入的稳定函数, 居民消费支出增加的根本原因是收入的增加。但是, 至少从目前看, 我国居民收入的普遍提高并未实现同步性, 而不同收入水平群体的消费倾向又不同, 这从东、中、西居民收入对消费的决定程度就可以看出, 且高收入水平的边际消费低。因此, 当前情况下, 提高我国居民消费水平的关键在于整体提高居民的收入水平, 特别是农村居民的收入水平。

(二) 居民消费水平内部差异与地区经济发展水平有直接关系, 要因地制宜制定政策

本文的变量关系散点图和实证结果发现, 东部地区城乡居民的消费倾向差异很大, 且农村内部居民消费倾向差异相对也大;西部城乡居民的消费倾向差异较东部小, 农村内部居民消费倾向差异也相对小。但东部和西部地区城乡消费倾向差异和农村内部差异都较东部要大很多。这就表明, 经济发展初期和后期, 居民消费的差异性就越突出, 国家在制定扩大需求的政策时, 一定要根据地区经济发展水平, 因地制宜地实施政策。

(三) 提升城镇居民的当前收入水平、提高农村居民的持久收入水平和培养消费者的消费习惯是扩大居民消费的关键

本文实证模型结果显示, 我国东、中、西部城镇居民消费函数主要由收入水平决定。东、中、西部农村居民消费水平除了受本期收入水平决定外, 还往往与往期人均收入水平、往期消费水平有很强的关系, 这说明农村居民的消费水平受其持续收入水平和消费习惯两个主要因素影响。要提高我国农村居民消费能力, 须要长期提高居民收入水平, 提高其持久收入能力, 从而逐渐改变其消费习惯。因此, 要扩大我国居民消费水平, 要不断提升城镇居民的当期收入水平, 在持续提升农村居民收入水平的基础上不断改变该全体的消费习惯。

参考文献

[1]Li Cui, Jahangir Aziz.Explaining China’s Low Consumption:The Neglected Role of Household Income[D].IMF Working Paper, 2007.

[2]张晓峒.计量经济学分析[M].北京:经济科学出版社, 2000.

[3]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.

[4]庞皓.计量经济学[M].北京:科学出版社, 2006.

[5]白仲林, 张晓峒.面板数据的计量经济分析[M].天津:南开大学出版社, 2008.

居民消费容量函数 篇5

一、收入分配与消费的相关理论

关于收入分配和消费之间关系的理论, 比较著名的有凯恩斯的绝对收入理论、杜森贝利的相对收入消费理论、莫迪利安尼的生命周期消费理论和弗里德曼的永久收入消费理论。

凯恩斯的绝对收入理论认为, 消费水平取决于当期收入水平, 随着收入的增加, 消费也会增加, 但消费的增加量小于收入的增加量, 通过收入再分配政策, 就能提高全社会的总消费水平。杜森贝利的相对收入理论认为, 消费水平受过去的消费习惯和周围的消费水平的影响会随着收入的增加而增加, 但不易随着收入的减少而减少。莫迪利安尼的生命周期理论认为, 消费者的消费水平不取决于当期收入, 而取决于一生的收入。弗里德曼的永久收入消费理论认为, 消费者的消费支出主要取决于永久收入, 不会随着当期收入水平的变化而改变消费水平, 只有当消费者确定收入变动是永久性时才会调节消费。

虽然诸位学者都认为收入和消费之间的关系是密不可分的, 但这些理论难以解释现实中居民的边际消费倾向并不随着收入的增加而降低的现象。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之间长期相对稳定。同时, 有关学者对边际消费倾向始终小于1的取值范围也表示了怀疑。吴克烈认为, 在现实市场经济中, 不仅MPC≥1是十分正常的, 而且在理论上还存在MPC<0和MPC→∞的情况, 消费函数具有分段函数的性质。因此, 这就对凯恩斯的消费函数提出了质疑, 需要进一步完善消费模型。

二、模型构建及分析

为了弥补原有消费函数的不足, 熊正贤和翟有龙将凯恩斯1936年首次提出的消费函数拓展为:c=c1+β*ya。随α取值的不同, 该模型可以解释边际消费倾向递增、不变、递减三种情况。熊正贤和翟有龙将总消费分为钝性消费和弹性消费, 总消费函数为:

C=C1+C2 (1)

C2=α×Yβ (2)

其中, C1表示钝性消费, C2表示弹性消费, β表示收入变动对消费变动的敏感系数, α表示一个相对稳定的系数, 可以看成是由科技进步、经济发展、消费条件与环境、消费习惯等决定的一个综合参数。我们将消费者分为城镇居民和农村居民, 便可以得到:

Ci=Ci1+Ci2 (3)

Ci2=α×yundefined (4)

Cj=Cj1+Cj2 (5)

Cj2=φ×yundefined (6)

其中, Ci和Cj分别表示城镇居民和农村居民的人均消费支出, Ci1和Cj1分别表示城镇居民和农村居民的钝性消费, Ci2和Cj2分别表示城镇居民和农村居民的弹性消费, yi和yj分别表示城镇居民和农村居民的人均可支配收入, α和φ表示城镇居民和农村居民的收入变动对消费变动的敏感系数, β和γ分别表示城镇居民和农村居民的综合参数。假设存在城镇居民人口为m、农村居民人口为n, 便可以得到社会总人口为m+n, 社会居民总消费支出为:

C=m×Ci+n×Cj (7)

将 (3) 式、 (4) 式、 (5) 式、 (6) 式代入 (7) 式, 便可以得到:

c=m×Ci1+m×α×yundefined+n×Cj1+n×φ×yundefined (8)

令h=yi-yj, 则

yi= (yi-yj) +yj=h+yj (9)

yj= (yj-yi) +yi=yi-h (10)

将 (9) 式和 (10) 式代入 (8) 式, 便可以得到:

C=m×Ci1+m×α× (h+yj) β+n×Cj1+n×φ× (yi-h) λ (11)

对 (11) 式两边关于h求导, 便可得到总消费对城乡居民收入分配差距的一阶导数:

dC/dh=m×α×β×yundefined-n×φ×λ×yundefined (12)

对 (12) 式两边关于h求导, 便可得到总消费对城乡居民收入分配差距的二阶导数:

d2C/d2h=m×α×β× (β-1) ×yundefined+n×φ×λ× (λ-1) ×yundefined (13)

令 (12) 式为零, 便可以解出:

undefined

令undefined

则当h=h*时, 城乡收入分配差距对居民消费的影响达到了极值点。

将 (14) 式代入 (13) 式时, 整理可得知:

undefined

当undefined时, 即d2C/d2h<0时, 二阶导数为负, 此时收入分配差距为最优城乡收入分配差距, 居民总消费实现了极大值。

从模型角度来看, 城乡收入分配差距对居民消费的影响可正可负, 当城镇人口不断增加、农村人口不断减少, 或者农村居民收入不断增加、居民收入的消费弹性系数不断下降, 使得一阶导数 (12) 式大于零的时候, 城乡收入分配差距对居民总消费的影响为正;当城镇人口较少、农村人口较多, 或者农村居民的收入水平比较低、农村居民收入的消费弹性比较高时, 使得一阶导数 (12) 式小于零时, 城乡收入分配差距对居民总消费的影响为负;当城乡收入分配差距满足h=h*、undefined时, 存在着最优城乡收入分配差距使得居民总消费达到最大值。

三、计算消费模型敏感系数

在数据选取方面, 由于模型中β、γ分别表示城镇居民收入的消费弹性, 且具有长期不变性, 则分别取1985—2008年的城镇居民和农村居民平均的收入消费弹性系数来代替, 则β=0.908、γ=1.042。在此基础上, 利用Eviews3.0版对相关数据进行回归分析, 求出α和φ值。

(一) 计算我国城镇居民消费模型的敏感系数α值

令城镇居民的消费函数的计量分析模型为:

ci=ci1+α×yundefined+ui

初次拟合结果如下:

undefined

根据D-W表, 在观测值为23、解释变量为1个、对于给定显著性水平α=0.05时, DL=1.257, DU=1.437。由于0.163362远远低于下临界值1.257, 可以得出城镇居民消费支出和可支配收入之间存在着自相关。

使用LM检验确认拟合的方程是否存在正相关。LM的原假设是:对于给定阶数, 残差不具有序列相关。检验结果如下:

ei=7.049720-0.005077×yundefined+1.232602×ei (-1) -0.377781×ei (-2)

T (0.106772) (-0.228997) (5.704688) (-1.677620)

P (0.9161) (0.8213) (0.0000) (0.1098)

R2=0.822240 F=3841.057 DW=1.772541

则可以计算出LM=TR2=23×0.82240=18.9152>χundefined (1) =3.84。所以, 根据LM的判别规则, 可知误差项存在着二阶自相关。采用ar (2) 模型修正, 可以得到:

undefined

根据D-W表, 在观测值为23、解释变量为3个、对于给定显著性水平α=0.05时, DL=1.078、DU=1.660, 由于2.0161376位于DU和4-DU的区间范围内, 可以得出结论, 该模型较好地消除了自相关, 模型效果较好。因此, 我国城镇居民的α值可以取1.985918。

(二) 计算我国农村居民的消费模型的敏感系数φ值

令农村居民的消费函数的计量分析模型为:

cj=cj1+φ×yundefined+uj

拟合回归结果为:

undefined

根据D-W表, 在观测值为23、解释变量为1个、对于给定显著性水平α=0.05时, DL=1.257、DU=1.437, 由于0.43351远远低于下临界值1.257, 可以得出我国农村居民消费支出和可支配收入之间存在着自相关。

使用LM检验确认拟合的方程是否存在正相关, LM的原假设是:对于给定的阶数, 残差不具有序列相关, 检验结果如下:

undefined

计算出LM=TR2=23×0.601780=13.84094>χundefined (1) =3.84。所以, 根据LM的判别规则, 拒绝原假设, 可知误差项存在着二阶自相关。采用ar (1) 模型修正, 可以得到:

undefined

根据D-W统计表, 在观测值为23个、解释变量为2个、显著性水平为5%时, DL=1.168、DU=1.543, 由于D.W值位于DU和4-DU的区间范围内, 所以, 该模型消除了自相关, 模型效果较好。因此, 可以取φ值为0.426318。

为了更好地体现出我国城乡收入分配差距对居民消费的影响, 在求得α=1.985918、β=0.908、φ=0.426318、λ=1.042的基础上, 通过将相关数据 (12) 式和 (13) 式便可以算出我国居民消费对城乡收入分配差距的一阶导数、二阶导数。而在表1中可以看出, 我国居民总消费对城乡收入分配差距的一阶导数始终为负, 二阶导数始终为正, 这说明我国城乡收入分配差距确实对居民消费造成了负影响。

四、对我国居民消费不足现象的解释

长期以来, 我国存在城乡二元经济结构, 城乡经济发展差距逐步扩大, 造成了我国城乡收入差距逐步扩大, 成为我国城乡收入分配的主要原因。1986年, 我国城乡人均收入分配差距水平为404元。2008年, 我国城乡人均收入分配差距为11020.14元, 是1986年的25倍左右。社会财富越来越向边际消费倾向较低的城镇居民聚集, 虽然农村居民的收入消费弹性系数比较高, 但是由于农村居民的可支配收入比较低, 从而制约了我国居民消费的总体规模, 导致我国居民消费对国内生产总值的贡献度越来越小, 2009年降到历史最低, 只有35.26%。虽然我国多年连续实施扩大内需的政策, 但是消费不足还是没有得到缓解。

五、减少城乡收入分配差距的政策措施

(一) 增加农村居民可支配收入

为增加农村居民收入, 可以通过加大对农村基础设施的建设, 吸引更多的投资者落户, 实现农村经济可持续发展;通过为农民提供相应的技能培训, 解决农村居民的就业问题, 从而降低农民进入城市务工的难度, 确保农民能够拥有长久的收入来源;通过提高农村的转移支付力度, 加大对农业生产的补贴力度, 不仅可以保障我国粮食等重要农产品的生产安全, 还可以增加农民的收入。

(二) 完善社会保障制度

目前, 我国社会保障制度存在着保障水平较低、覆盖面窄、体系不健全等不足, 从而导致了我国居民不敢消费。在今后的社会保障制度建设中, 农村社会保障制度是重点。通过完善农村的社会保障制度, 解决农民的养老、医疗、教育等重大问题, 从而减轻农民的负担, 释放我国农村居民的潜在消费;通过发挥商业保险的作用, 弥补当前我国社会保障制度的不足, 暂时性地缓解农民养老、医疗保险等需求, 并将气候变化对农业生产的影响降低, 确保农民有稳定的收入;通过完善社会救助机制, 让更多的社会力量参与到慈善事业当中, 共同营造扶贫救困的社会和谐风貌。

(三) 加快城市化进程

总体来看, 我国的城市化进程还比较滞后。在加快城市化进程中, 可以采取消除人口流动障碍、转变农民和土地的必然联系等措施。通过加快户籍制度改革, 消除人员流动障碍, 解决农民在城市落户的问题, 从而使得更多的农民有可能转变为城市居民;通过解决农民在城市中所面临的住房、子女上学、医疗保障、养老保险等问题, 使在城市中流动的农民能够真正转变为城市居民;通过建立农民土地退出机制, 鼓励在城务工人员将农村土地转移出去, 消除农民和土地的必然联系, 从而避免进城务工人员弃城返乡的现象出现。

参考文献

[1]尹伯成.西方经济学说史——从市场经济视角的考察[M].上海:复旦大学出版社, 2005:218.

[2]吴克烈, 李汇简.消费函数中的边际消费倾向[J].社会科学研究, 2004 (2) :38-42.

[3]熊正贤, 翟有龙.鉴于凯恩斯消费理论的消费函数研究——以上海、甘肃农村居民为例[J].统计与信息论坛, 2006 (, 6) :45-48.