城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出長(zhǎng)期均衡問(wèn)題研究

消費(fèi)是所有經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的起點(diǎn)和基礎(chǔ)，也是促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力。城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)是一個(gè)值得研究的問(wèn)題,消費(fèi)模型是研究居民消費(fèi)行為的常用工具,通過(guò)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型的分析可判斷城鎮(zhèn)居民的自發(fā)性消費(fèi)和邊際消費(fèi)傾向,這是宏觀經(jīng)濟(jì)分析的重要參數(shù)。同時(shí),城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型也可用于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的預(yù)測(cè)。本文以西方消費(fèi)函數(shù)理論為基礎(chǔ),運(yùn)用面板數(shù)據(jù)設(shè)定固定效應(yīng)變系數(shù)模型,采用協(xié)整理論等時(shí)間序列分析方法對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證分析,探討消費(fèi)行為差異性的具體表現(xiàn)形式及其消費(fèi)的模式特點(diǎn),揭示消費(fèi)行為差異性所包含的政策含義,以期為制定合理的消費(fèi)政策提供理論依據(jù)。1消費(fèi)函數(shù)理論的發(fā)展1.1相對(duì)收入的消費(fèi)傾向絕對(duì)收入假說(shuō)(Absoluteincomehypothesis)。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(shuō)的邊際消費(fèi)傾向遞減。相對(duì)收入假說(shuō)(RelativeIncomeHypothesis)。杜森貝里(Duesenberry)指出,消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受自身收入影響,而且受他人消費(fèi)支出影響。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(guò)去收入與消費(fèi)的影響,特別是受過(guò)去“高峰時(shí)期”收入的影響。1.2持久收入的內(nèi)涵生命周期假說(shuō)(Life-CycleHypothesis,LCH)。摩迪里安尼(Modigliani)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(shuō)(Permanent-IncomeHypothesis,PIH)。弗里德曼(Friedman)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。1.3預(yù)防性/危險(xiǎn)性儲(chǔ)蓄隨機(jī)游走假說(shuō)(Random-WalkHypothesis)?；魻?Hall)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(guò)程,即除了本期消費(fèi),任何變量都無(wú)助于預(yù)測(cè)下期消費(fèi)。預(yù)防性儲(chǔ)蓄的假說(shuō)(PrecautionarySavingHypothesis,PSH)(Caballero;SkinnerandZelds)。假說(shuō)主要集中于兩個(gè)問(wèn)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(shuō)(LiquidityConstraintHypothesis,LCH)。主要觀點(diǎn)是,由于信息不完全、不對(duì)稱,信貸市場(chǎng)不健全,居民難以無(wú)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)。即時(shí)享樂(lè)假說(shuō)。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。2基于各種消費(fèi)函數(shù)模型的消費(fèi)函數(shù)模型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)決策影響和消費(fèi)心理等角度研究各種消費(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:2.1收入及消費(fèi)支出城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均收入數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1991–2009)。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)城鎮(zhèn)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)行平減的1978年可比價(jià)格計(jì)的人均純收入(IP)和人均消費(fèi)支出(CP)的數(shù)據(jù)。每一年都有29個(gè)數(shù)據(jù),共551組觀測(cè)值。(不含港、澳、臺(tái)、重慶和西藏)2.2lncp和lnip的一階差分變量2.2.1面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理,分別記為L(zhǎng)nCP和LnIP,經(jīng)面板數(shù)據(jù)單位單位根檢驗(yàn),各種方法的結(jié)果都接受原假設(shè),LnCP和LnIP存在單位根,是非平穩(wěn)的。LnCP和LnIP的一階差分變量的所有方法的單位根檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕原假設(shè),所以可得出結(jié)論:LnCP和LnIP是I(1)的(表1)。2.2.2面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)LnCP和LnIP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),Kao檢驗(yàn)的ADF統(tǒng)計(jì)量t=-7.9691,p=0.0000,Pedroni檢驗(yàn)7個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量p值均顯著,從Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)及Johansen檢驗(yàn)結(jié)果(表2)可以看出,我國(guó)29個(gè)省市的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)LnCP和收入LnIP的面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。2.3模型形式的確定根據(jù)調(diào)整后的數(shù)據(jù),模型中的被解釋變量(LnCP)為城鎮(zhèn)居民人均全年消費(fèi)支出,解釋變量(LnIP)為城鎮(zhèn)居民全年可支配收入。2.3.1面板模型類型第一,確定影響形式?？捎肏ausman檢驗(yàn)來(lái)確定是使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型,HausmanTest卡方統(tǒng)計(jì)量值為19.6386,相對(duì)應(yīng)的p值是0.0000,說(shuō)明檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè):隨機(jī)效應(yīng)模型中個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān),應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。第二,模型形式設(shè)定檢驗(yàn)。確定了正確影響形式后,需要進(jìn)一步來(lái)選擇確定模型形式。首先,分別計(jì)算三種形式的模型:變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型(所有截面截距相同、系數(shù)相同),在每個(gè)模型的回歸統(tǒng)計(jì)量里可以得到相應(yīng)的殘差平方和S1=0.396845、S2=0.603449和S3=1.927173。其次,按公式計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量。N為截面數(shù)目,T為時(shí)期數(shù)目,k為解釋變量數(shù)目。其中N=29,k=1,T=19,得到的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量分別為:F2=33.94865>F0.05(56,493)=1.3571,所以拒絕H2;F1=9.166567>F0.05(28,493)=1.4993,所以也拒絕H1。因此,模型應(yīng)采用變系數(shù)的形式。2.3.2固定影響變系數(shù)模型(帶有滯后變量的模型)杜森貝里認(rèn)為人們的消費(fèi)具有慣性,前期消費(fèi)水平高,會(huì)影響下一期的消費(fèi)水平。因此,建立的研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異的固定效應(yīng)變系數(shù)模型的解釋變量中加入前期消費(fèi),用來(lái)刻畫消費(fèi)慣性。模型為其中,αit為省市的平均自發(fā)消費(fèi)水平,βit為平均邊際消費(fèi)傾向,用來(lái)反映省市間的消費(fèi)特征差異,反映城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的差異。uit是相互獨(dú)立的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),滿足零均值和等方差。CPit-1為消費(fèi)的前一期值,綜合反映了前一期消費(fèi)對(duì)本期消費(fèi)的影響。由于該模型的解釋變量中含有被解釋變量的一期滯后,從而導(dǎo)致模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān),因此對(duì)上式進(jìn)行差分變換,利用廣義差分法建立模型,在解釋變量中加入自回歸項(xiàng)(即AR項(xiàng))。估計(jì)結(jié)果顯示,=0.9964,表明模型的擬合優(yōu)度很高,F值=1553.654,SSE=0.2402,DW=2.0007證明不存在自相關(guān),0.05檢驗(yàn)水平下估計(jì)值均通過(guò)檢驗(yàn),回歸方程顯著成立,但可以看出滯后一期的t檢驗(yàn)沒(méi)有通過(guò)。2.3.3固定影響變系數(shù)模型(GLS法)根據(jù)以上Hausman檢驗(yàn)和協(xié)方差分析與(5)式,模型形式確定為固定影響變系數(shù)模型,相應(yīng)的模型形式為為了減少由截面數(shù)據(jù)造成的異方差的影響,采用廣義最小二乘法(GLS)進(jìn)行估計(jì)。面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果為:=0.9963,F值=2633.795,SSE=0.3968。DW=1.2840說(shuō)明殘差存在自相關(guān)。對(duì)(6)式進(jìn)行差分變換,利用廣義差分法建立模型,在解釋變量中加入自回歸項(xiàng)(即AR項(xiàng))。估計(jì)結(jié)果顯示,=0.9965,表明模型的擬合優(yōu)度很高,F值=2568.834,SSE=0.301543,DW=1.804667證明不存在自相關(guān),0.05檢驗(yàn)水平下估計(jì)值均通過(guò)檢驗(yàn),回歸方程顯著成立,結(jié)果見(jiàn)表3。3結(jié)論和建議3.1不同地區(qū)的居民消費(fèi)傾向第一,人均可支配收入系數(shù)普遍較大,其值介于0.766780~1.006324之間。從估計(jì)結(jié)果看,29個(gè)地區(qū)居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有明顯差異。邊際消費(fèi)傾向最高是新疆(1.006324)、廣東(0.959584)、內(nèi)蒙古(0.953256)、遼寧(0.943369),最低是廣西(0.76678)。由表3可知,29個(gè)地區(qū)回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值和相伴概率可得βit顯著不為0,人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)性支出有顯著的影響;第二,人均自發(fā)消費(fèi)(消費(fèi)函數(shù)截距)較高地區(qū)是廣西(1.443784361)、云南(1.190442361)、青海(1.123607)河南(1.030679),自發(fā)性消費(fèi)的差異除受收入水平影響外,居民生活習(xí)慣、消費(fèi)習(xí)慣等因素也影響當(dāng)?shù)鼐用竦南M(fèi)支出。從消費(fèi)函數(shù)的研究發(fā)現(xiàn),不同城鎮(zhèn)居民在邊際消費(fèi)傾向上有較大區(qū)別,消費(fèi)水平隨收入等級(jí)的提高而呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)。收入是決定消費(fèi)水平的最重要的因素,當(dāng)期收入是影響居民消費(fèi)的最直接、最重要因素。3.2從源頭上防范消費(fèi)需求,以提高居民的質(zhì)量保通過(guò)以上Panel-Data模型的分析,可看出各地區(qū)的收入和消費(fèi)水平差距比較大。要想改變各地區(qū)的收入和消費(fèi)水平差距大這一現(xiàn)狀,首先,應(yīng)提高居民收入水平。通過(guò)控制壟斷行業(yè)過(guò)高的利潤(rùn),調(diào)節(jié)收入分配等措施,穩(wěn)健解決收入分配失衡問(wèn)題,縮小居民收入差距;通過(guò)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)