武漢城市居民消費(fèi)模型的研究

摘要：運(yùn)用凱恩斯絕對(duì)收入假說，對(duì)武漢城市居民人均收入與消費(fèi)支出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1980—2009）進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)并建立了城市居民的消費(fèi)收入模型，結(jié)果表明，當(dāng)期收入是影響居民消費(fèi)的最直接、最重要的因素，并提出相應(yīng)的一些政策建議。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)函數(shù)假說；城市居民；消費(fèi)函數(shù)模型

中圖分類號(hào)：F014.5 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ文章編號(hào)：１６７３－２９１Ｘ（２０11）08－０058－02

城市居民的收入和消費(fèi)是一個(gè)值得研究的問題。消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三架馬車”之一，始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要內(nèi)容。消費(fèi)模型是研究居民消費(fèi)行為的常用工具，通過城市居民消費(fèi)模型的分析可判斷城市居民的邊際消費(fèi)傾向，這是宏觀經(jīng)濟(jì)分析的重要參數(shù)。同時(shí)，城市居民消費(fèi)模型也能用于城市居民消費(fèi)水平的預(yù)測(cè)。

一、消費(fèi)函數(shù)理論的演變

（一）消費(fèi)與收入的短期關(guān)系假說

絕對(duì)收入假說（Absolute income hypothesis）。凱恩斯（Keynes）認(rèn)為，實(shí)際消費(fèi)支出與實(shí)際收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間的關(guān)系也就是消費(fèi)傾向。同時(shí)，隨著收入的增加消費(fèi)也將增加，但消費(fèi)的增長(zhǎng)低于收入的增長(zhǎng)，消費(fèi)增量在收入增量中所占的比重是遞減的，也就是我們所說的邊際消費(fèi)傾向遞減。

相對(duì)收入假說（Relative Income Hypothesis）。杜森貝里（Duesenberry，1949）指出，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受自身收入的影響，而且受他人消費(fèi)支出的影響。消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受本人目前收入的影響，而且還受本人過去收入與消費(fèi)的影響，特別是受過去“高峰時(shí)期”收入的影響[1]。

（二）消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期關(guān)系假說

生命周期假說（Life-Cycle Hypothesis，LCH）。摩迪里安尼（Modigliani， 1954） 不僅強(qiáng)調(diào)消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，更強(qiáng)調(diào)的是消費(fèi)與財(cái)產(chǎn)之間的關(guān)系。使得效用函數(shù)達(dá)到最大，消費(fèi)是各個(gè)時(shí)期的收入和貼現(xiàn)率的函數(shù)。

持久收入假說（Permanent-Income Hypothesis，PIH）。弗里德曼（Friedman，1957）認(rèn)為，消費(fèi)者選擇的消費(fèi)模式不是由當(dāng)前收入決定，而是由其長(zhǎng)期收入預(yù)期決定，所以得出的重要結(jié)論是暫時(shí)的、短期的收入變化對(duì)消費(fèi)者消費(fèi)行為影響不大[2]。

（三）不確定性分析對(duì)LC-IH模型的拓展

隨機(jī)游走假說（Random-Walk Hypothesis）。霍爾（Hall， 1978）認(rèn)為，根據(jù)理性預(yù)期，尋求效用最大化的消費(fèi)者的消費(fèi)軌跡是一個(gè)隨機(jī)游走過程，即除了本期消費(fèi)，任何變量都無助于預(yù)測(cè)下期消費(fèi)。

預(yù)防性儲(chǔ)蓄的假說（Precautionary Saving Hypothesis，PSH）（Caballero，1990； Skinner（1988） and Zelds（1989）。假說主要集中于兩個(gè)問題的研究：一是收入的不確定性對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為是否有影響；二是預(yù)防性儲(chǔ)蓄的程度有多大。

流動(dòng)性約束假說（Liquidity Constraint Hypothesis，LCH）。主要觀點(diǎn)是，由于信息不完全、不對(duì)稱，信貸市場(chǎng)的不健全，居民難以無成本地自由借貸以滿足當(dāng)期消費(fèi)，所以，消費(fèi)者也就不可能平滑其一生的消費(fèi)[3]。

即時(shí)享樂假說。萊布森（Laibson）和其研究者最近的研究考慮了消費(fèi)者的心理，即時(shí)滿足的欲望致使人們比在理智時(shí)儲(chǔ)蓄少[4]。

二、實(shí)證分析

以上理論從收入決定、消費(fèi)慣性、消費(fèi)者的相互影響、資產(chǎn)決定、消費(fèi)決策影響、消費(fèi)的心理等角度，研究了各種消費(fèi)函數(shù)模型，除絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)外，都可以近似表達(dá)為以下的形式。

Ct＝f（Yt，，Ct-1）+μt

Ct＝β0+β1Yt+β2Ct-1）+εt

（一）模型設(shè)定

影響居民消費(fèi)的因素很多，但由于受各種條件的限制，按照凱恩斯的絕對(duì)收入理論，通常只引入居民收入一個(gè)變量做解釋變量，建立城市居民消費(fèi)回歸模型如下：

Ct＝β0+β1Yt+ut（1）式中，Ct為現(xiàn)期消費(fèi)，β0為自發(fā)性消費(fèi)即必須要有的基本生活消費(fèi)，β1為邊際消費(fèi)傾向，Yt為即期收入，β1Yt表示引致消費(fèi)，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。它的基本含義是消費(fèi)是自發(fā)消費(fèi)和引致消費(fèi)的和，消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于當(dāng)期收入。

（二）數(shù)據(jù)來源

城市居民人均消費(fèi)支出和人均收入數(shù)據(jù)均來源于《武漢統(tǒng)計(jì)年鑒2010》（1980—2009）。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)城市居民收入和消費(fèi)支出的影響，不宜直接采用現(xiàn)價(jià)人均純收入和現(xiàn)價(jià)人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，而需要用經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1952年可比價(jià)格計(jì)的人均純收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)作回歸分析。

（三）模型建立

以數(shù)據(jù)為依據(jù)繪制出收入消費(fèi)線圖（見圖1）示，可看出收入和消費(fèi)都基本上呈線性關(guān)系，所以，可以按照凱恩斯的絕對(duì)收入理論來建立武漢城市居民消費(fèi)函數(shù)模型。

1.初始模型建立與檢驗(yàn)

根據(jù)調(diào)整后的1952年可比價(jià)格計(jì)的人均純收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，使普通最小二乘法（ordinary least squares， OLS）估計(jì)消費(fèi)模型得Ct=150.7030+0.672301Yt （2）

t= （6.9232） （35.7355）

R2=0.9785，調(diào)整R2=0.9778，F(xiàn)=1277.027，DW=0.3266。該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為30、一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，模型中DW

圖1線圖圖2殘差圖

2.廣義差分模型的建立

為解決自相關(guān)問題，應(yīng)用廣義最小二乘法或廣義差分法，必須已知隨機(jī)誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù) 1，2， … L。首先對(duì)它們進(jìn)行估計(jì)，常用的估計(jì)方法有科克倫-奧克特迭代法。Eviews是采用在原回歸方程中添加AR（1）來消除一階序列自相關(guān)，添加AR（2）消除二階自相關(guān)，添加AR（3）消除三階自相關(guān)，依次類推。利用對(duì)數(shù)線性回歸修正自相關(guān)，同時(shí)使用Cochrane-Orcutt迭代法。廣義差分法是將原模型變換為滿足OLS法的差分模型，再進(jìn)行OLS估計(jì)可得回歸方程為：

LnCt=0.9807+0.83341lnYt+[AR=0.7075] （4）

t =（3.1795）（18.8857） （5.1767）

可決系數(shù)R-squared=0.9945，修正的R-square=0.9941，F(xiàn) =2349.675，DW = 2.5669。回歸模型中的常數(shù)項(xiàng)、解釋變量和AR（1）的t統(tǒng)計(jì)值都通過了顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)都顯著地不為零。由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為29個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知模型中DW=2.5667> dU，在dU

3.廣義差分模型的檢驗(yàn)

第一，序列相關(guān)性檢驗(yàn)。采用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（LM）和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)序列相關(guān)，通過LM和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)表明，廣義差分模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)性。

第二，異方差性的檢驗(yàn)（Herteroskedasticity）。采用懷特（White）檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)異方差性，White檢驗(yàn)是建立輔助回歸模型的方式來判斷異方差性。

從表2可以看出，廣義差分模型的懷特異方差性檢驗(yàn)White統(tǒng)計(jì)量的相伴概率是0.821 0>0.05， nR2=0.3946<χ20.05（2）=5.9915，不能拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。在回歸模型（4）中，自變量的回歸系數(shù)為0.833 4，說明lnYt每增加1個(gè)單位，LnCt就相應(yīng)地增加0.833 4個(gè)單位，表明收入對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用約為83.3%。

三、 結(jié)論

當(dāng)期收入是影響居民消費(fèi)的最直接、最重要的因素。對(duì)城市居民應(yīng)加強(qiáng)消費(fèi)引導(dǎo)，促進(jìn)居民消費(fèi)穩(wěn)定增長(zhǎng)，從經(jīng)濟(jì)政策上要加大對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的刺激，促進(jìn)總體消費(fèi)需求提高，改革各調(diào)節(jié)收入分配，穩(wěn)健解決收入分配失衡問題，縮小居民收入差距。建設(shè)和完善各級(jí)社會(huì)保障體系，擴(kuò)大社會(huì)保障覆蓋面，抑制房地產(chǎn)價(jià)格過快上漲，做好低收入家庭的住房保障工作，緩解住房對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)。加大教育的投入力度，促進(jìn)各種形式的就業(yè)，從而達(dá)到增長(zhǎng)收入刺激消費(fèi)增加，消費(fèi)的增加進(jìn)一步帶動(dòng)收入增長(zhǎng)的良性循環(huán)。

參考文獻(xiàn)：

[1] Dusenberry， J. S. Income， Saving and the Theory of Consumer Behaviors. Cambridge： Harvard University Press，1949.

[2] Friedman， M.，1957，“A Theory of the Consumption Function”， Princeton University Press， Princeton， NJ.Guiso， Luigi， Lullio Jappelli， and Daniele Terlizzese，1992，“Earnings Uncertainty and Precautionary Savings”，Journal of Monetary Economics，30：307-337.

[3] 臧旭恒.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)：理論與實(shí)證分析[M].濟(jì)南：山東大學(xué)出版社，1996.

[4] N.Gregory.Mankiw.Macroeconomics 5th ed.Published 2003 by Worth Publishers in New York .