中國(guó)消費(fèi)函數(shù)的計(jì)量分析

■趙 迪 華北電力大學(xué)

有關(guān)統(tǒng)計(jì)分析表明，消費(fèi)占國(guó)民收入的三分之二，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ唬虼讼M(fèi)的重要性也就不言而喻了。在經(jīng)濟(jì)分析中，消費(fèi)是宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)必不可少的環(huán)節(jié)，引起了人們的重視與研究，逐步形成了近代消費(fèi)理論與函數(shù)(模型)。從絕對(duì)收入假說(shuō)到相對(duì)收入假說(shuō)、持久收入假說(shuō)以及生命周期假說(shuō)等，經(jīng)濟(jì)學(xué)家在各自的假定前提下，分別建立起自己的消費(fèi)理論與模型，為宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究與實(shí)證分析奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。基于擴(kuò)大內(nèi)需，刺激消費(fèi)的政策尋求理論上的借鑒，本文將通過(guò)對(duì)我國(guó)1990-2011年統(tǒng)計(jì)資料的分析，討論適合我國(guó)實(shí)際狀況的消費(fèi)函數(shù)形式，而消費(fèi)作為主要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量之一，對(duì)其的研究必將成為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主要依據(jù)。

當(dāng)然，在這一方面研究的人有很多。比如劉佳通過(guò)研究1953-1992年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，做出了當(dāng)期消費(fèi)與即期收入、上期收入、上期消費(fèi)的多元線性回歸模型；王兆寧通過(guò)研究1978-1997年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，做出了解釋變量為持久收入、瞬時(shí)收入，被解釋變量為當(dāng)期消費(fèi)的多元線性回歸模型。這樣的文獻(xiàn)還有很多，通過(guò)閱讀這些文獻(xiàn)我們可以知道即期消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入的影響，而且也受到周圍人消費(fèi)行為及收入與消費(fèi)關(guān)系的影響，即消費(fèi)具有“示范性”或“攀附性”；另一方面，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受到自己過(guò)去收入和消費(fèi)水平的影響，即消費(fèi)又具有“不可逆性”。因此，我們將用1990-2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行即期收入、上期消費(fèi)、上期收入對(duì)即期消費(fèi)回歸，以檢查他們之間的相關(guān)性關(guān)系。

具體來(lái)說(shuō)就是對(duì)計(jì)量模型：

進(jìn)行多元線性回歸。

應(yīng)用數(shù)據(jù)為1990-2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2012），原始數(shù)據(jù)如下：

首先我們應(yīng)用這些原始數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)的初步分析。通過(guò)計(jì)算可知人均消費(fèi)平均值為4620元，標(biāo)準(zhǔn)差為3206；人均收入的均值為11193.4,標(biāo)準(zhǔn)差為7592.815。從下面的散點(diǎn)圖中可以看出，當(dāng)期消費(fèi)與當(dāng)期收入、前期消費(fèi)、前期收入均是近似的線性關(guān)系，所以我們所做的多元線性回歸模型是正確的。

其次，進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。計(jì)量結(jié)果如下：

從計(jì)量結(jié)果可以看出，所有解釋變量簽名的系數(shù)都是顯著的。模型的擬合度較高。

接下來(lái)，對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，計(jì)量結(jié)果中可以看出，所有解釋比那兩均是顯著的，因此，多重共線性檢驗(yàn)意義不大。

接著，進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，

懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果：

從懷特異方差的結(jié)果可以看出，p=0.56>0.05,因此，不能拒絕原假設(shè)，原假設(shè)為不存在異方差，因此，本模型不存在異方差。

接下來(lái)，進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)。由于模型中存在滯后變量，因此，DW 檢驗(yàn)無(wú)效，我們應(yīng)用BG檢驗(yàn)來(lái)測(cè)定模型是否存在序列相關(guān)。從BG檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，p=0.22>0.05，因此，接受原假設(shè)，原假設(shè)為不存在序列相關(guān)，因此，本模型不存在序列相關(guān)。

最后進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。從精確p值均小于0.05，我們可以看出解釋變量前面的系數(shù)均是顯著的；因?yàn)镕（3,22）=3.05，15303.16>3.05，所以模型的F檢驗(yàn)也顯著；擬合優(yōu)度比較接近1，擬合程度很好。當(dāng)期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期收入、前期消費(fèi)、前期收入的模型是顯著的。當(dāng)期收入越多，當(dāng)期消費(fèi)越多；前期消費(fèi)越多，當(dāng)期消費(fèi)越多；前期收入越多，當(dāng)期消費(fèi)越少。并且系數(shù)絕對(duì)值均大于0小于1。前兩個(gè)很符合我們的經(jīng)濟(jì)預(yù)期，最后一個(gè)或許與我們的預(yù)期不同，但是卻很符合大多數(shù)中國(guó)人的思想，勤儉節(jié)約是中國(guó)的傳統(tǒng)美德，正是由于這種思想，當(dāng)前期消費(fèi)很多時(shí)，下一期中國(guó)人會(huì)選擇更多的儲(chǔ)蓄，而不是更多的消費(fèi)，因此，本模型是符合中國(guó)國(guó)情的，因此模型的經(jīng)濟(jì)意義是合理的。

根據(jù)以上分析，我們可以得出結(jié)論：對(duì)中國(guó)來(lái)說(shuō)，當(dāng)期消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入的影響，還要受到前期消費(fèi)和前期收入的影響，并且這些影響均是顯著的。當(dāng)期收入越多，當(dāng)期消費(fèi)越多；前期消費(fèi)越多，當(dāng)期消費(fèi)越多；前期收入越多，當(dāng)期消費(fèi)越少。

[1]劉佳.我國(guó)消費(fèi)函數(shù)形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析.江西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版）,27 卷第3期2003（6）

[2]王兆寧.中國(guó)消費(fèi)函數(shù)模型分析.社科縱橫,21 卷第9期2006（9）

[3]王軍.中國(guó)消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證分析及思考.財(cái)經(jīng)研究,27 卷第7期2001（7）

[4]梁繼堯,董長(zhǎng)瑞.關(guān)于前期消費(fèi)、暫時(shí)收入與消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證研究.山東經(jīng)濟(jì),132期2006（1）