理性预期消费模型的实证研究，本文主要内容关键词为：模型论文,理性论文,实证研究论文，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。
摘 要 国内对理性预期消费的检验存在不同程度的问题。金融体制改革强化了居民的投资意识，使不确定性意识大大加强。在现阶段，消费者的理性消费要受到一定影响和约束，消费信贷机制有待于进一步完善。
关键词 理性预期消费 假说 预测能力
在宏观经济学中，对消费的研究是受“理性预期革命”影响最深刻的领域，现在大部分对消费的研究都引进了理性预期的思想。本文对理性预期的消费假说在中国的适用性做一实证研究。
一、理性预期消费假说理论概论
自50年代早期以来，关于消费的生命周期——持久收入假说已被广泛接受并得到广泛的应用，但基于该假说的经验研究中的主要问题在于：在实证研究中通常是采用拟合现期及过去收入来确定将来的预期收入，这种联系一般总是取固定分布滞后的形式、但滞后期一般都非常短。卢卡斯（R.Lucas）在其著名的卢卡斯批判中严厉地批评了这种做法。 另外收入的内生性也没有得到应有的重视。
Hall（1978）采用新的方法研究生命周期——持久收入假说。构造如下规划：
其中：E[,t]＝在t期以所有已知信息为条件的条件期望；
δ＝消费者的主观时间偏好率；
r＝客观的利息率，设其为常数；
T＝消费者的寿命；
u（·）＝严格凹的一期效用函数；
c[,t]＝消费量；
w[,t]＝收入；
A[,t]＝除人力资本外的消费者财产；
此规划表示消费者在跨时预算约束下追求一生的预期效用最大。收入w[,t]是随机的，正是这唯一的随机变量使模型产生了不确定性。对于w[,t]，除了假定E[,t]W[,t+r]存在及选择c[,t]时w[,t]已知， 没有任何关于w[,t]的其他的统计假定。所有的其他信息均包含在所形成的E[,t]W[,t+r]之中。
Hall据此规划推导出欧拉公式，它给出了相邻两期消费的边际替代率：
势外，消费的最优路径为随机游走，消费变化不可预测。这样，检验消费者最优行为就是在方程（2）右端加入其他变量，并计算这些变量的系数显著为零的t检验和F检验。
现在国内对理性预期消费模型的检验存在不同程度的问题（见文献〔6〕、〔7〕），这些检验或者没有注意消费者行为设定，或者对t 检验的使用不太恰当（实际上，只要某一解释变量系数的t 统计量不大于t检验的显著点就可认为系数显著为零， 这个“解释变量”对被解释变量就没有解释能力），另外这些检验都没有区分耐用消费品和非耐用消费品两种不同性质的消费。一般来说，消费者对耐用消费品的购买应视为投资，每期的消费额是消费者对非耐用消费品和劳务的支出加上其拥有的耐用消费品所提供的服务（即折旧）。
二、本文的检验
1.中国消费者行为的转变和本文的假设
研究消费模型应分析消费行为，对不同的消费行为应使用不同的消费模型。龙志和（1994）的分析指出，我国城镇居民消费行为可分为三个阶段：
第一阶段是存在消费品计划供给时期（1950—1979）。居民消费行为主要受政府计划支配，消费者只考虑现期收入和消费而不必考虑一生的情况。
第二阶段是居民收入显著上升时期（1980—1988）。本期改革已开始，居民的货币性收入迅速上升，但仍存在着大量的财政补贴，居民不把货币收入视为全部收入，居民不必考虑住房、医疗、交通和教育等问题，西方的消费行为设定仍不适用。
第三阶段是消费进一步市场化时期（1989以后）。本期国家开始了住房、医疗和高等教育等各项制度的全面改革，这使城镇居民开始意识到货币收入是其全部收入，人们不得不考虑以后一生的消费计划了。同时金融体制改革的深化及证券市场的初步形成，强化了居民的投资意识。在此期间，社会各方面的不确定性大大增加，人们的不确定性意识也大大加强，居民在决定其消费计划时，会考虑今后可能发生的诸如经济的高速增长、市场化的进一步深入及失业、通货膨胀、“入关”等各种情况。李拉亚（1994）证明，在中国预期与不确定性正相关，不确定性越大，人们的预期行为也越强。
因此，本文提出两个假设：（1）1989年以前， 理性预期消费假说不适用于中国。（2）1990年以后，理性预期消费假说可以用于中国。
2.数据
本文数据采用1984—1994年北京市城镇居民家计调查资料，综合使用时间序列与横截面数据，样本总量为11年5层＝55， 数据取自《北京统计年鉴》。收入采用生活费收入，支出为非耐用消费品和劳务的消费支出，支出的计算方法是用总消费支出减去对耐用设备和用品、耐用文娱用品、金银首饰、毛皮大衣等项支出，数据均为1978年不变价。但耐用消费品的实际拥有量数据不易得到，为了简化，本文只检验了非耐用消费品和劳务的数据。
3.检验
由于采用了时序与截面的综合数据， 所以在回归时采用了pooling方法。
1）样本为1984—1989年的情况
首先对方程（2）回归，结果如下：
C[,t]=128.0364+0.8191C[,t-1]（3）
(3.0076)
(11.9757)
R[2]=0.8558 d.w=1.7750（括号中数字为t统计值，下同。）
在方程（3）的右端加入滞后一期的收入变量后， 回归结果如下：
C[,t]=264.3082-0.3865C[,t-1]+0.8074Y[,t-1]（4）
(6.3638) (-1.5142) (4.8122)
R[2]=0.9265 D.W=1.6609加入滞后一期的收入变量使模型对现期消费的预测能力每年提高了43%。而且变量Y[,t-1]的系数为零的t统计值为4.812，F统计值为23.1571，在5%的显著水平下大于各自的临界点1.72和7.94，说明Y[,t-1]的系数显著地非零，加入Y[,t-1]显著地改善了模型的解释能力。 所以在此样本区间有理由拒绝理性预期假说。
2）样本为1990—1994年的情况
首先对方程（2）回归结果如下：
C[,t]=-45.9686+1.1402C[,t-1]
（5）
（-1.0849）（18.5059）
R[2]＝0.9343 D.W＝1.9006可见滞后一期的消费对现期消费的解释能力已经相当高，R[2]达到0.9343。
在方程（5）右端加入各种滞后变量，检验结果如下表：
在方程（6），（7），（8）中，各系数显著为零的t统计值都小于显著点，而且除了C[,t-1]外其他系数同时为零的F统计值（和方程（5）相比）也都小于显著点。从方程（5），（6），（7），（8）可知，现期消费只是滞后一期消费的函数，而滞后多期的消费及滞后的收入对现期消费的预测均没有贡献，所以在此样本区间可以认为理性预期的消费假说成立。
三、分析
由方程（2）和（5）可知：
这意味着δ>1，在中国这完全可能，因为自1992年下半年起，物价水平开始迅速上升，很长一段时间内实际利率为负。Hall在其经典论文中对美国数据的回归也显示出同样的结果。
在采用绝对风险厌恶效用函数时，较高的收入不确定性（收入方差较大）和较高的风险厌恶导致较谨慎的消费行为（见文献〔5〕）， 即最优消费路径的斜率将较陡。中国的传统文化使居民更厌恶风险，而且近几年居民收入方差越来越大，如下表：
年199019911992
19931994
收入均值(元)787.11 799.06 843.20 986.79 1128.29
收入方差(元[2]) 48382
43552 53391
95015
169713
可见1990年以后居民收入的均值以每年9.42%的速度增长，而方差以每年36.85%的速度增长，说明不确定性越来越大， 理性居民的消费的最优路径应有较陡的斜率，本文检验的结果为λ=1.14>1 正说明了这一情况。
当然，由于数据所限，本文只采用了北京市城镇居民的数据，而没能在更广的范围内对更多的变量做进一步的检验。Hall（1989）在对消费是否符合随机游走的研究工作所作的回顾中指出：国外很多研究表明，尽管根据欧拉公式消费应具有随机游走性，即消费的变化是不可预测的，但由于存在流动约束等限制，消费只是在相当程度上接近于随机游走，而某些具体的变量在统计意义上拒绝了这个假说。现阶段，由于我国市场化改革并未完成，消费信贷机制还有待于进一步完善，所以消费者的理性消费必然要受到一定的影响和约束，因此需要对理性预期的消费假说做更深入的研究和检验。
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