收入因素对中国消费需求影响的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,消费需求论文,因素论文,收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、基于凯恩斯的绝对收入假定的分析
凯恩斯提出“绝对收入假定”，其中心思想是消费倾向递减，现期消费主要取决于消费者的现期净收入，即“绝对收入”。据此，建立模型：
C=a+bY（1）
式中，C为现期消费；a为自发性消费；b为边际消费倾向；Y为现期收入。
为了消除C与Y之间的非线性关系对回归的影响，对式（1）作双对数变换，来消除C时Y非线性相关对回归的影响，有：
lnC=a+blnY（2）
该模型存在的问题是：尽管短期内边际消费倾向递减，但是从长时期的统计资料来看，消费倾向不一定是下降的（库茨涅茨在1946年所著的《1869年以来的国民产值》中，根据1869—1938年美国的收入消费资料证明：从长期看，美国人的消费在国民收入中所占比例是相当稳定的，平均消费倾向保持在0.84～0.89之间），这与凯恩斯的理论假设主张是不同的。
我们可以利用《中国统计年鉴》中的城镇人均可支配收入、人均消费性支出和农村人均纯收入、人均生活消费支出数据来验证和分析中国消费需求受现期收入的影响度是怎样的。
笔者根据式（2），作回归分析结果见表1。
表1 城乡居民消费对现期收入的回归分析结果
地区
年份
ab R[2] S.ED.W
城镇0.452
1988-1995
0.919
0.995 0.03105
0.953（2.311）
（35.942）
0.5690.908
1996-2003
0.998 0.008648 3.183
（3.923）（54.675）
农村0.2500.939
1988-1995
0.998 0.01644 2.543
（2.167）（54.729）
1.7680.734
1996-2003
0.809 0.03423 0.826
（1.727）（5.531）
数据来源：《中国统计年鉴（2004）》[1]。
总体上，可以看出城乡消费的收入弹性都很高，现期收入对消费的解释能力还是很大的。但是在1996年之后城乡消费的收入弹性均有所下降，农村大于城镇。1988—1995年城镇为0.919，农村为0.939，也就是说，城乡居民现期收入每增加1％，城镇居民消费增加0.919％，农村居民消费增加0.939％。1996—2003年，城乡居民现期收入每增加1％，城镇居民消费增加0.908％，下降0.011个百分点；农村居民消费增加0.734％，下降0.205个百分点。这一方面说明，凯恩斯的绝对收入假定消费函数对中国目前的消费需求状况依然有很强的解释力；另一方面说明，1996年以来，城乡居民的现期收入对现期消费的影响力在下降，即除了现期收入以外的其他经济变量（如制度变迁等）的解释力在上升。因此，影响目前中国消费需求增长的主要因素还是现期收入以及正在提高影响力的其他经济变量。
二、基于杜森贝利的相对收入假定的分析
这是对绝对收入假定的一种修正和补充。杜森贝利认为，消费者的消费支出不仅受其现期收入的影响，而且也受周围人的收入与消费的影响，即所谓消费的“示范性”；还有自己过去收入和消费水平的影响，即所谓消费的“不可逆性”。基于消费的“示范性”和“不可逆性”，尽管收入降低，人们也会动用储蓄（包括银行储蓄、证券投资等在内的广义储蓄）来尽量维持消费水平。也就是说，消费在短期内具有一定的稳定性。相对收入等于消费者现期收入与能够影响消费者的其他人的收入水平或者消费者过去的最高收入水平（除去价格因素）的比率。只要相对收入不变，那么现期储蓄与现期收入之比值也就不变，即不必减少储蓄来维持消费或增加储蓄来减少消费。根据这一假定，杜森贝利提出了相对收入的时间序列总量数据函数式：
S/Y=a+bY/Y′（3）
式中，S为现期储蓄；Y为现期收入；a＜1为常数项；b＞0为相对收入的弹性系数；Y/Y′为相对收入；Y′为能够影响消费者的其他人的收入水平或者用人口和价格指数等修正过的、消费者先前曾达到的最高收入水平。
式（3）是储蓄函数形式，与其相对应的消费函数形式为
C/Y=（1-a）-bY/Y′（4）
这里，b既定时，相对收入Y/Y′越大，平均消费倾向C/Y则越小。作为反映相对收入Y/Y′的弹性系数b越大，则说明相对收入对平均消费倾向的影响越大。
该理论模型存在的主要问题是：相对收入中能够检验的含义相当少，进而难以明确消费预算的含义以及如何以最优的方式实现消费预期。
通过《中国统计年鉴》中不同收入组的数据来确定Y/Y′，即个别消费群体收入与全体消费者平均收入水平之比，来验证基于消费的“示范性”假定的相对收入对平均消费倾向的影响。因为从式（4）来看，就某一年而言，当b既定时，Y越大，Y/Y′越大，则C/Y越小，这符合中国以收入的不同阶层为角度的统计事实，即较高收入阶层的收入水平越高，其平均消费倾向越小。
笔者的估算方法是：C[，i，t]/Y[i，t]=（1-a）-bY[，i，t]/Y[，t，]′（t∈[1，19]，i∈[1，7]），式中，C[，i，t]为第t期i收入阶层的人均消费性支出；Y[，i，t]为第t期i收入阶层的人均可支配收入；Y[，t]′为第t期各阶层的平均可支配收入：t∈[1，19]为从1985年至2003年；i∈[1，7]为从最低收入阶层至最高收入阶层顺次。依据式（4）的相关回归结果见表2。
表2 城镇居民消费对相对收入的回归分析结果
年份 1-a-bR[2] S.E D.W
1.090 -0.112
1985 0.9590.0085
1.367
（109.385） （-11.862）
1.087 -0.114
1987 0.924
0.01226
2.074
（77.305） （-8.622）
1.122 -0.150
1989 0.9600.01256 1.089
（83.754） （-12.012）
1.130 -0.176
1991 0.947
0.01574
1.041
（62.977） （-10.412）
1.124 -0.198
1993 0.931
0.02492
0.935
（47.121） （-9.051）
1.120 -0.189
1995 0.918
0.02643
1.148
（44.921） （-8.280）
0.995-0.162
1997 0.918
0.02381
0.952
（46.0827）（-8.253）
0.987-0.170
1999 0.884
0.32230.784
（35.615） （-6.839）
0.982-0.175
2001 0.921
0.02959
0.886
（41.540） （-8.415）
0.956-0.130
2002 0.810
0.04306
0.963
（31.950） （-5.162）
0.950-0.135
2003 0.807
0.04699
0.927
（29.874） （-5.114）
数据来源：原始数据来源于《中国统计年鉴》相关年份。
从表2可以看出，代入的数据基本上有着较好的回归结果：相关系数R[2]基本近似于1，T检验值和D.W检验值证明回归结果成立。作为反映相对收入对平均消费倾向影响的弹性系数b，在1997年以前基本呈现上升态势，说明相对收入对平均消费倾向的影响在加大，消费的“示范效应”增强；1997年至今与20世纪90年代相比，b值有所下降，说明消费的“示范效应”减弱，人们的消费受其他人的消费水平的影响度在下降，居民消费受其他因素影响的力度在加大。
三、基于弗里德曼的持久收入假定的分析
该理论依然是对凯恩斯的绝对收入假定的补充和修正。弗里德曼将收入分为持久收入（可预料到的、长久的、稳定的收入，即一生中可得到的收入的平均值，如工薪、房租、利息等收入）和暂时收入（非连续性、带有偶然性的收入），相应的消费也分为持久消费（有经常性质的消费支出）和暂时消费（非经常性质的消费），其核心观点是：消费者的消费支出主要不是由现期收入决定的，而是由持久收入决定的；消费者的持久消费与持久收入是固定的比例关系，即C[，p，t]=kY[，p，t]，其中C[，p，t]为持久消费；Y[，p，t]为持久收入；k为系数，由利息率、消费偏好、财产等因素决定。[2]据此，建立的消费函数为
C=a+bY[，p，t]+cY[，t，t]（5）
对式（5）作双对数变换，来消除C对Y的非线性相关对回归的影响，有：
lnC=a+blnY[，p，t]+clnY[，t，t]（6）
式中，C为消费（包括持久消费和暂时消费）；a为常数项；b为持久收入的弹性系数；c为暂时收入的弹性系数；Y[，t，t]为暂时收入。
该理论与前面理论不同的是：它用人们的长期收入来分析人们现期消费支出的变化。由此，产生了该理论的缺陷是：过于强调消费决策受长期收入影响，忽略了对消费支出周期性变化原因的分析。
根据这一假定，笔者对中国居民的持久收入与暂时收入进行估算，来检验它们对消费的影响度，以期验证：中国的居民消费是否主要取决于持久收入?如果是的话，居民的消费在多大程度上受持久收入的影响?
目前的统计资料中，找不到直接与持久收入、暂时收入相对应的实际统计数字，而一般的估算方法为弗里德曼的三阶移动平均值方法[2]，其公式为：
Y[，p，t]=（Y[，t]+Y[，t-1]+Y[，t-2）/3（7）
Y[，t，t]=Y[，t]-Y[，p，t]（8）
式中，Y[，p，t]为t期的持久收入；Y[，t，t]为t期的暂时收入；Y[，t]为t期收入；Y[，t-1]为t-1期收入；Y[，t-2]为t-2期收入，通过《中国统计年鉴》可以得到的数据，分别为城镇的居民可支配收入和农村居民人均纯收入。
下面，我们就运用这种方法对中国城乡居民的持久性收入与暂时性收入作估算，见表3。
表3 中国城乡居民的持久性收入与暂时性收入的估算单位：元
城镇估算值 农村估算值
城镇估算值 农村估算值
年份年份
持久收入暂时收入持久收入暂时收入 持久收入暂时收入持久收入暂时收入
1980408.7
68.9161.729.6
1992 1745.8 280.8
726.357.7
1981461.0
39.4191.631.8
1993 2101.5 475.9
804.7116.9
1982504.4
30.9228.341.8
1994 2700.1 796.1
975.5245.5
1983533.4
31.2267.842.0
1995 3452.2 830.8
1240.1
337.6
1984584.0
68.1311.743.6
1996 4206.0 632.9
1574.9
351.2
1985651.9
87.2354.243.4
1997 4760.7 399.6
1864.6
225.5
1986764.0
136.9
392.231.6
1998 5.141.6 283.5
2059.4
102.6
1987880.7
121.4
428.034.6
1999 5479.8 374.2
2154.1
56.2
19881027.7 152.5
477.167.8
2000 5853.0 427.0
2208.6
44.8
19891185.4 188.5
536.365.2
2001 6331.2 528.4
2276.7
89.7
19901354.8 155.4
610.975.4
2002 6947.5 755.3
2365.1
110.5
19911528.2 172.4
665.543.1
2003 7678.2 794.0
2488.1
134.1
数据来源：原始数据来源于《中国统计年鉴》相关年份。
利用式（6），以1996年中国开始出现明显的消费需求不足为界，分别就城乡的消费需求对持久收入和暂时收入作回归分析，结果见表4。
表4 城乡居民消费对持久性收入和暂时性收入的回归分析结果
地区年份 a bc R[2]
S.ED.W
0.779 0.7800.1510.9970.02765 1.783
城
1985-1995
（3.724） （14.367）
（4.028）
0.973 0.810
0.08488
0.9980.0088823.497
镇
1996-2003
（6.594） （41.124）
（7.876）
-0.109 0.955
0.08256
0.9950.03138 1.148
农
1985-1995
（-0.444）（17.877）
（3.037）
1.833 0.6770.0880.8510.03022 1.741
村
1996-2003
（2.084） （6.447）（3.870）
从表4中可以看出，各个时期的城乡消费持久收入弹性都大于暂时收入弹性，而且差距很大，这说明城乡居民的消费主要是由持久收入所决定的。从城镇看，1985—1995年居民持久收入每变化1％，消费变化0.78％，而1996—2003年的消费变化则提高到0.81％，说明城镇居民的消费受持久收入的影响增大，其相对于现期收入而言影响消费的能力在提高，这同前面关于绝对收入假定的分析结论（城镇现期收入对消费的影响度在下降）是相对应的。从农村看，1996—2003年的持久收入对消费的影响度比1985—1996年期间有所下降，幅度为0.278个百分点；暂时收入对消费的影响度有所提高，为0.00544个百分点；与城镇相比，表现出截然不同的趋势。这一方面说明，农村居民从种植业中获得的持久收入在总收入中相对下降（表现为粮食价格的偏低），因此，农村居民的持久收入对农民现期消费的贡献度大幅下降；而农村居民因从事非农劳动而获得的暂时性收入在总收入中相对上升，其对农民现期消费的贡献度则相应地略微提高。另一方面，结合关于绝对收入假定的分析结果（1996年之后农村消费受现期收入影响的下降幅度远远大于城镇）可以发现：在1996年之后，农村居民的现期收入和持久收入对消费的贡献度都在下降；而城镇在1996年之后，现期消费收入对消费的贡献下降，但是持久收入对消费的贡献增强，因此，可以断定：城镇居民因受体制改革等不确定性因素影响在延迟消费，而农村居民则表现为消费能力的不足。
四、基于生命周期假定的实证分析
该理论是由莫迪利安尼、布伦伯格和安杜等人提出，有时也被称为持久财产假定。该理论同持久收入假定一样都考虑到了消费受跨时预算约束的影响，不同的是：生命周期假定认为，消费者是理性的，他只是根据效用最大化原则来使用一生的收入，安排其一生的消费，使一生中的收入等于一生的消费，它拉长了跨时预算约束的时间跨度，是终生跨时预算约束。消费者一生中各期消费支出流量的现值要等于一生中各期期望收入流量的现值，这种行为可称作“前瞻行为”。因此，消费者现期消费不仅与现期收入有关，而且与消费者上一期的资产存量（包括储蓄、证券、固定资产投资、耐用消费品等）有关。据此，用线性模型来描述这一假定的消费函数为
C[，t]=a[，t]+b[，t]Y[，t]+c[，t-1]A[，t-1]（9）
式中，C[，t]为第t期消费；Y[，t]为第t期的收入；A[，t-1]为第t-1期消费者所拥有的资产；a[，t]为第t期自发性消费；b[，t]为第t期的收入对消费的弹性系数；c[，t-1]为第t-1期的资产对消费的弹性系数。
因为有关统计资料不很完全，现在还难以说出中国居民资产的准确数量，但是作出接近的估计还是可能的。这里，我们尝试通过国内学者估算的居民资产数量值，利用式（9）做消费对现期收入和滞后一期的居民资产的回归分析，结果见表5。
表5 消费对现期收入和滞后一期的居民资产的回归分析结果
年份 a
b c R[2] S.E
D.W
178.17
0.933-0.0763 1.000 3.7558
1980—1991[3] 2.530
（5.915）
（40.344）
（-7.488）
2369.017 0.874-0.127 0.977
1992—2002[4] 1615.1567 1.473
（0.672）（3.692）（-3.001）
数据说明：1980-1991年的原始数据采自臧旭恒：《中国消费函数分析》，上海人民出版社，1994，第135页、145页；1991-2002年的数据采自骆祚炎、刘朝晖：《资产结构、收入结构与股市财富效应》，《财经科学》，2004年第4期。
回归结果显示：现期收入对消费的影响依然很大；上期居民资产存量对本期消费的影响不大，为负（c＜0）；1980—1991年，居民资产每增加1％，消费下降0.0763％；1992—2002居民资产每增加1％，消费下降0.127％。这说明，居民并没有因为上期资产的增加而显示出“财富效应”来增加本期的消费，相反减少了本期的消费，这应该与包括储蓄、证券在内的居民资产存量不断增加有关，储蓄不能够转化为消费。若从生命周期假定来看，应该是居民预期未来消费很大，所以近期增加储蓄在内的资产存量来平滑未来的消费，这应该与改革开放以来，居民收入的不确定性增大、中国传统的“攒钱防老”意识以及消费信贷不发达有关。
五、结语
以上分析表明，收入因素以外的其他影响居民消费需求的因素（房改、教育体制改革、国企改革、社会保障制度改革等）的解释力正在增强，其主要是由于经济体制改革所带来体制变化导致的未来预期的不确定性。由于原有的经济体制“破”的速度大于新的经济体制“立”的速度，原有的制度均衡形成的稳定预期被打破，新的制度还未完全建立，居民的预期尚未达到新制度均衡点，所以经济体制改革对消费需求影响的负面作用较大。
经济体制改革对消费需求的影响是过渡性的，随着其完善与居民对新经济体制适应度的提高，消费需求受经济体制改革的影响会趋于稳定。我们这里的政策建议是：提升居民消费需求从短期来看，运用政策措施“千方百计增加居民收入”；从长期来看，提高经济体制改革的效率和效果将决定消费需求是继续下降还是有所回升并趋于稳定。