收入与消费论文篇1
(三)消费函数的误差修正模型1．模型的建立建立宁夏城镇居民消费与收入的误差修正模型。2．模型的显著性分析误差修正模型的最终模型的各个统计量都十分显著。D．W．=1．91，模型不存在一阶自相关。R2=0．9728;R2=0．9913，说明模型拟合优度良好。3．模型的综合分析将误差误差修正模型(3)以分段形式［8］表示为(1)宁夏城镇居民收入与消费之间的长期关系由方程(4)可知，从1978年到1991年，居民边际消费倾向较高，说明居民收入的绝大部分都用于消费，居民具有较高的消费意愿。1992年以后，边际消费倾向下降为0．328，消费只占居民即期收入的小部分，说明人们在消费上趋于谨慎。(2)宁夏城镇居民收入与消费之间的短期关系由方程(3)可知，从短期来看，宁夏城镇居民收入每有1%的改变，消费将改变0．8585%。同时，修正系数为－0．7548，说明上期每1单位均衡误差会使本期消费变化0．7548个单位，修正力度较大。
二、宁夏城镇居民边际消费倾向的动态关系
为什么宁夏城镇居民消费与收入存在两段式的均衡关系?为说明这一问题，本文运用可变参数模型中的状态空间模型来进行分析。一个可变参数的状态空间模型由观察方程和状态方程［6］。假定现期消费C与持久收入Yp的长期关系为。检验结果表明，模型的拟合优度非常高，βt在统计上高度显著，λ的估计值接近于1，说明制度变迁对宁夏城镇居民消费行为的影响是持久而深远的。根据模型方程算得:从1979年到1990年，槇βt的值没有明显大的变化，一直在0．96和0．98之间波动(具体数据略)。1991年后，槇βt的值开始下降，之后下降趋势更为明显。这证实了本文之前得出的结论:1991年前后宁夏城镇居民消费行为存在显著差异［6］。由表3可以看出，改革开放以来，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化较大，1988年的边际消费倾向最大，达到0．8679，随后在小幅波动中呈现明显下降趋势;2008年的边际消费倾向最小。总体来看，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化可分为两个阶段:第一个阶段(1978～1991年)，边际消费倾向在0．82～0．89之间变动，有升也有降;第二个阶段(1992～2008年)，边际消费倾向的变化特点是震荡式持续下降，之后逐步回升。根据以上对宁夏城镇居民消费与收入关系的实证分析得出这样的结论:1978～1991年，宁夏城镇居民的边际消费倾向有升有降，但无论边际消费倾向是上升还是下降，都没有改变消费与收入的初始均衡关系。1992年以后，边际消费倾向呈现震荡式下降趋势，这表明宁夏城镇居民的消费与收入逐步偏离了原来的均衡关系，形成了新的均衡状态。这与前文实证分析的结论完全吻合:改革开放以来，宁夏城镇居民消费与收入的是两段式均衡关系。
收入与消费论文篇2
文章编号：1005-913X（2015）07-0067-02
一、引言
杨汝岱和朱诗娥于2007年发表在《经济研究》第9期的文章《公平与效率不可兼得吗？ ――基于居民边际消费倾向的研究》（以下简“杨文”）通过理论推导得出：边际消费倾向递减并不是缩小收入差距可以提高总消费的充分条件（简称结论一），并进一步证明，当收入与边际消费倾向呈“倒U型”时，缩小收入差距可以提高总消费（简称结论二）。该文存在三处错误，即：边际消费倾向的定义错误，结论一和结论二的错误。鉴于本文的研究范围，笔者仅对其前两处错误进行辨析。与此同时，在知名学者余永定等主编的教材《西方经济学》（经济科学出版社，2003）也存在着对边际消费倾向的类似定义。由于消费问题和收入分配问题是重要的现实问题和理论问题，对其进行辨析有深刻的意义。
二、关于边际消费倾向的定义辨析
凯恩斯（1936）较早在《就业、利息和货币通论》中对边际消费倾向进行了定义： 所谓消费倾向者，乃以工资单位W 计算的所得水准YW与该所得之用于消费支出者CW（亦以工资单位计算）之函数关系X，写作CW = X（ YW） ；所谓边际消费倾向，也即个体每增加（ 最后） 一单位收入所增加的消费量，数学定义（微分或差分）为： dCW /dYW（或CW /YW）。那么，很显然，边际消费倾向 MPC= dCW /dYW=X'（YW），即以收入为变量的消费函数的一阶导数。在这里，并不知道消费函数的具体形式，而且边际消费倾向的定义也与消费函数的具体形式无关。在“杨文”和余永定等的教科书中，都错误地把消费函数具体化为 Cw = a + bYw，这里a和b都是常数。通过对消费函数具体化为线性函数后，上述学者都把b定义为边际消费倾向。
基于线性消费函数，定义收入变量的系数b 为边际消费倾向本身并没有错，问题在于线性消费函数的假设并不符合所有情形。线性消费函数实际上蕴含假定“收入y 与系数b 没有函数关系”，此时b 才能体现“每增加一单位收入所增加的消费量”的含义。但是，如果研究收入与边际消费倾向的关系，即不同收入水平的个体有不同的边际消费倾向（即b），则b 就是收入y 的函数b = b（ y） ，此时边际消费倾向MPC= dc /dy = b'（ y） y + b（ y） ≠b，从而b 并不等于边际消费倾向，这与线性消费函数家定下b为边际消费倾向的结论显然是矛盾。可见，对考察不同收入个体的不同边际消费倾向而言，采用线性消费函数是不妥当。就边际消费倾向递减的特征而言，其内在地蕴含了消费相对于收入是一种非线特征。即使不考察边际消费倾向的差异，采用线性函数来定义边际消费倾向，也是不严谨的。
三、关于收入差距影响总消费的理论条件辨析
“杨文”由于采用错误的边际消费倾向得出了错误的结论，即：边际消费倾向递减并不是缩小收入差距可以降低总消费的充分条件。这似乎有悖于常识，实际上凯恩斯（1936）早就基于边际消费倾向递减的假设，认为缩小收入差距可以提高总消费，扩大总需求，并认为这个结论是理所当然的。但是，在七十多年后还出现这样的争端，说明这个结论有必要进一步强化。事实上，Blinder（1975）对凯恩斯的结论有进行了严格的数理证明，王宋涛和吴超林（2013）也利用了常见的收入分布，以基尼系数表征收入差距，对上述结论进行了严格的代数证明，鉴于证明的复杂性，本文采用一个简化的方法来证明。
假设有2个个体，其具有同样的消费倾向（函数） c=f（y），其中c为个体消费，y为个体收入，函数f（y）二阶可导，并且 f’（y）>0，即收入越高，消费越高；设f’’（y）
假设个体一收入为y1，个体二收入为y2，且 y1>y2，令 r = y1/y2 为收入差距，则 r>1。
记 Y为总收入，则y1 = Yr/（1+r），y2=Y/（1+r）
记为总消费，则，则 ，因为 r>1，所以 Yr/（1+r）>Y（1+r），又因为 f’’（y）
这样就证明了，在边际消费倾向递减的假设下，缩小收入差距可以提高总消费。对于N人的社会，则需要选择一个更复杂的指标（通常是基尼系数）来表征收入差距，严格证明可参考上文所述文献。
四、关于边际消费倾向的递减性辨析
关于边际消费倾向的递减性，凯恩斯把其当作不证自明的结论，这也似乎符合人们的主观心理。但是，Kuznets（1942）用美国的历史数据检验，发现消费函数是线性的，即边际消费倾向是一个常数。不过，凯恩斯也指出，由于随着收入的变化，人们的心理也在不断发生变化，因此边际消费倾向递减是一个无法证实或证伪的命题。Modigliani 和Brumberg （1954）基于生命周期假说的理论模型推导得出边际消费倾向为一个常数，Blinder（1975）则提出了基于遗赠动机的广义生命周期理论，得出边际消费倾向递减的结论。也就是说，模型假设不同，结论也不同，这意味着，边际消费倾向递减似乎是一个实证性命题。较多的研究都倾向于认为边际消费倾向是递减的，王宋涛和吴超林（2012）使用中国的消费和收入数据检验表明，我国居民消费函数的线性特征是显著的，方程拟合度（仅收入变量）高达90%；但消费函数的二次函数拟合也是显著的，方程拟合度高达95%以上。这意味着，在一定的收入区间内，消费函数的确是线性的，而超过了临界点后，消费函数开始呈现非线性特征，也即边际消费倾向开始递减。总而言之，边际消费倾向的递减性是存在的，但是这种递减性的强弱程度会因不同的群体及不同的历史时期而改变。
参考文献：
[1] 王宋涛，吴超林.收入分配对我国居民总消费的影响分析――基于边际消费倾向的理论和实证研究[J].经济评论，2012（6）.
[2] 王宋涛，吴超林.中国居民收入不平等的宏观消费效应研究：模型、数据和方法[J].经济评论，2013（6）.
[3] 余永定，张宇燕，郑秉文.西方经济学[M].北京：经济科学出版社，2003.
[4] 杨汝岱，朱诗娥.公平与效率不可兼得吗？ ――基于居民边际消费倾向的研究[J].经济研究，2007（9）.
[5] Alan S.Distribution Effects and the Aggregate Consumpti-
收入与消费论文篇3
Research on Rural Residents′ Consumption from the Perspective of Income Distribution
CHEN Qi，ZHAO Min-juan
（School of Economics and Management， Northwest A&F University，Yangling 712100）
Abstract：On the basis of previous research on the consumption of rural residents influence factors， this paper considers consumption habits、income、housing construction expenditure、education and medical uncertainty expenditure and income gap， and uses 30 different regions panel data from 2000 to 2009 to analyze the factors above which effect rural dwellers′ consumes. Result shows that consumption habits， income and the income gap between urban and rural residents are important factors affecting the consumption of rural residents； expectant income and housing consumption expenditure of rural residents has affected， but to a lesser extent； due to its uncertainty， education and health expenditure have strong effect on the rural dweller consumes； though the interest plays a part in dweller comsume， it is not significant.
Key words：rural dweller consume；uncertain expectation；income gap
0 引言
随着改革开放的不断深入，我国经济实现了快速增长，1979～2010年GDP年均增长率都在10%左右。但是，我国经济增长目前依然主要依靠投资拉动，而消费对经济的拉动作用明显不足，由此导致的总消费需求与经济发展严重脱节，阻碍了经济的高效增长。根据国家统计局的资料，2001年后，我国最终消费率一直低于60%，远远低于世界70%～80%的平均水平[1]，此外，历年的数据说明我国的消费率呈现逐年下降的态势。由现阶段的状况来看，消费不足的重要根源在于农村消费需求的不足，近几年来城乡居民的人均消费情况如图1所示。
从图1可以看出，城镇居民不仅消费起点远远高于农村居民，而且从2000～2009年农村居民的人均消费曲线比较平缓，说明其每年的消费额增长很小，而城镇居民的消费曲线相对来说比较陡峭，这十年中城镇居民的人均
消费额增长了7000元左右，而农村居民仅仅增长了大概2000元。
[XC；P]
另外，2000～2009年，农村居民人均消费水平年均增长10.2%，城镇居民消费水平年均增长10.5%，农村居民消费水平增长低于城镇居民消费水平的增长。
我国农村人口占全国总人口的60%左右，如此众多的人口在生产生活中的消费量应该是相当巨大的，但其消费额却只占社会消费总量的46%[2]，由此看来，农村市场的消费潜力还未得到充分的开发利用，它对整个社会消费需求的拉动作用不容小觑。对于上述问题，学术界已有很多研究，其中包括收入对消费的影响、收入分配的差距对收入的影响等，但大部分研究都基于城镇居民，对农村居民的研究过少，或者只把农村居民当作对照组。此外，很多文献都只针对某个影响因素进行分析研究，很少有文献同时考虑多个因素对消费的综合影响，且一般理论分析较多，定量分析较少。本文基于以上考虑，除了传统的收入、消费习惯、利率以及物价以外，还将预期收入、收入差距和不确定性预期纳入考虑范畴，并利用2000～2009年我国30个省市自治区的面板数据分析以上因素对农村居民消费的综合影响。本文所用数据均来自《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
1 收入分配视角下的农村居民消费模型的理论框架
1.1 国外关于收入分配对消费需求的研究
（1）凯恩斯的绝对收入假说
绝对收入假说是1936年凯恩斯（Keynes）在《就业、利息和货币通论》中提出的。他认为消费是实际收入的稳定函数，收入分配是影响消费倾向的重要客观因素。之后的学者也大都以其边际消费倾向递减理论为依据来研究收入分配与消费之间的关系。但凯恩斯理论最大的缺点是太过于主观，缺乏实际经验的论证，主要体现在绝对收入假说只是个即期模型，以心理分析为基础，很大程度上是一种主观推测，没有合适的微观基础，从而缺乏坚实的基础，所以自诞生之日起就注定了凯恩斯“绝对收入假说”只能是一个过渡性的学说。后来的经济发展实践证明边际消费递减规律是不存在的，平均消费倾向与边际消费倾向基本相等，并由此产生了“消费函数之谜”。
（2）杜森贝利的相对收入假说
相对收入假说是1949年杜森贝利（J.Duesenberry）在其《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出来的。他认为消费者当期的消费并不取决于现期的绝对收入水平，而是相对决定的，受到自己过去的消费习惯和周围消费水平的影响。该理论包括示范效应和棘轮效应，示范效应是指家庭消费决策主要参考其他同等收入水平家庭，即消费有模仿和攀比性；棘轮效应是指家庭消费既受本期绝对收入影响，更受以前消费水平的影响。收入变化时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。
（3）生命周期假说和持久收入假说
生命周期假说与持久收入假说分别由莫迪利安尼（Modigliani）在1954年和弗里德曼（Friedman）在1957年提出的。生命周期假说认为，人一生的收入决定他的消费，在长期中收入与消费的比例是稳定的。这就是说决定人们消费的是收入，但这种收入不是现期的绝对收入水平，而是一生中的收入与财产。这种理论认为，人是理性的，希望实现一生中效用最大化，所以人们根据自己一生中所能得到的劳动收入与财产来安排一生的消费，以实现一生中各年的消费基本相等。持久收入假说认为消费取决于持久收入，持久收入是稳定的，消费也是稳定的。也就是说，消费取决于收入，消费者不会对所有的收入变化做出同样的反应。如果收入的变动看起来是永久性的，那么人们就有可能会消费所增加的大部分收入；如果收入的变动具有明显的暂时性，那么所增加的收入大部分会被储蓄起来。以上两种假说在本质上是一致的，结论也大同小异，都认为当期消费和当期收入之间的联系是很脆弱的，但弗莱文（Flavin）在后来的研究中发现，消费与本期收入具有明显的正相关关系，并把这种现象称为消费的“过度敏感性”。
（4）霍尔随机游走假说
霍尔（Hall）在1978年，根据卢卡斯（Robert Lucas）的思想，将理性预期方法引入消费理论，提出了随机游走假说，将消费理论由确定性条件推进到不确定性条件。其主要结论为，消费是一个随机游走过程，不能根据收入的变化来预测消费的变化，即消费的变化是不可预见的。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，所以该假说的现实解释力不强。
（5）预防性储蓄理论
存在风险时，消费者在决定消费路径时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑持久收入的变化（风险）。卡贝里罗
（Caballero，1990）认为，风险主要体现为劳动收入的变化。如果消费者不在乎风险，那么他会根据持久收入的变化决定消费的变化，这时不存在过度平滑性。但如考虑到风险，消费者必须同时进行预防性储蓄以规避风险，表现出过度平滑性。扎德斯（Zeldes，1989）发现，在CRRA函数下，消费者有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少，劳动收入不稳定的群体。这些消费者明显对预测到的收入变化反应过敏，而对未预测到的收入反应迟钝（平滑）。然而，布郎宁和卢萨迪（Browning和Lusardi，1996）指出，就象许多人不受流动性约束影响一样，许多公众由于有足够的资产或由于社会保障制度的完善使得预防性储蓄动机不那么重要。
此外，还有扎得斯（Zeldes，1989）的流动性约束假说（Liquidity Constraints Hypothesis），希（Shea，1995）的损失厌恶假说（Loss Aversion Hypothesis），以及坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw，1991）的λ假说。在如此之多的理论研究中，仍然没有哪个理论能够很好地阐释所有的消费现象，关于消费理论的体系框架也未有达成一致的结论，所以消费理论有待进一步的研究发展。
1.2 国内关于收入分配对消费需求的研究
孙江明、钟甫宁探究了收入水平、收入差距与消费需求的关系，分别建立了收入与消费的回归模型和平均消费倾向与收入、收入差距以及物价的双对数模型，分析说明提高收入对扩大农村居民的生活消费具有十分重要的作用，而缩小收入分配的差距对扩大消费需求的作用可能更加明显[2]；任国强、夏立明利用1981～1999年中国城镇居民收入分配与消费需求的相关数据进行实证分析，结果表明城镇居民消费需求与其收入分配差距和地区收入差距之间具有负相关关系[3]；臧旭恒、张继海利用城镇居民的消费和收入数据，检验了城镇居民收入分配基尼系数与消费倾向之间的关系，从而得出改善收入分配状况会提高居民的平均消费倾向[4]；张东辉、司志宾构建了一个用以检验农村居民收入差距与农村居民生活消费支出之间关系的模型，实证研究表明目前中国农村居民收入差距对农村居民消费支出呈现趋于负面的影响，但这种影响并不显著[5]；何磊、王宇鹏分析了1992～2007年16年间我国国民收入在企业、政府和居民三部门之间分配格局的变化，结果说明：经济转型以来我国居民消费需求低下的原因在于居民收入水平低，而居民收入水平低的根本原因在于长期以来国民收入分配格局的不合理，使居民的收入被政府和企业所挤占，从而抑制了居民消费需求[6]；祁毓分别构建了2002～2008年和1997～2008年全国30个省份的面板数据，实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响，结果表明：对于城市居民而言，工薪收入的消费效应最大，对于农村居民而言，虽然家庭经营收入的消费效应最大，但是工资收入对消费的影响在逐渐提高[7]；刘灵芝、马小辉借鉴坎贝尔和曼昆的λ假说理论所运用的分类研究方法，运用2002～2008年分阶层的收入和消费数据，研究了农村居民收入分配的阶层结构和平均消费倾向。研究发现，在整个农村经济内部，收入分配状况比较稳定[8]；农村的总体收入水平和消费层次低下，但平均消费倾向较高；农村中等收入户、中高收入户、高收入户的平均消费倾向与收入分配效应下的平均消费倾向比较相近，提高中低收入阶层的收入分配地位，抑制高收入阶层的收入分配地位，有利于促进农村居民消费增长；吴迪、霍学喜利用VEC模型验证了城乡居民生活消费差距和城乡居民生活收入差距的关系。结果显示，城乡居民消费差距引起城乡居民收入差距，而城乡居民收入差距不能引起城乡居民消费差距，表明了我国农村居民消费是被动消费[9]；魏君英、何蒲明以城乡居民收入差距指数为自变量，分析了其对城乡居民消费差异指数、城乡居民平均消费倾向之比和农村居民平均消费倾向三个指标的影响。结果表明，随着城乡居民收入分配差距的扩大，城乡居民消费差异也在扩大，而且农村居民平均消费倾向在下降，农村居民的相对消费越来越少[10]；田青利用1998～2008年全国30个省（市）的相关数据分析消费习惯、收入、收入分配差距、教育和医疗支出的不确定性以及房价、利率等因素对消费的影响。实证结果表明：消费习惯、收入、房价、利率和不确定性对居民消费都有显著影响[11]；收入、收入分配差距是影响居民消费的主要因素，利率和购房支出对居民消费有正向影响，但影响不大；教育和医疗等体制改革导致的居民对未来支出预期的不确定性是影响城镇居民消费的重要因素。
上述研究都运用实证方法从不同角度验证了收入分配对居民消费的影响，但大部分是以城镇、城乡居民为研究对象，或者是以农村居民作为对照组研究，很少将农村居民作为独立的研究对象进行分析，并缺乏对农村内部因素的研究。因此，本文拟在这方面进行尝试，进一步探究影响农村居民消费的因素，不仅考虑收入、收入分配对消费的影响，同时也将一些预期不确定性因素纳入考察范围，这对改善农村居民消费现状，扩大我国居民消费需求具有一定的现实意义。
2 变量的选取与模型的建立
对于农村居民来说，由于其特殊性，在消费方面与城市居民存在很大的差异，所以影响其消费的因素也和城市居民有所不同。首先，根据凯恩斯绝对收入假说，一个家庭的收入是影响其消费的重要因素，所以应第一个纳入考虑，但一般文献研究只考虑了当期的收入，并未考虑一个家庭的预期收入对消费的影响。因此，本文将收入分为当期收入和未来预期收入，当期收入用农村居民的人均纯收入表示，预期收入考虑用储蓄的变化量来衡量；其次，根据相对收入假说，居民的消费具有滞后性，即当期的消费受到以往消费习惯的影响，这里选取农村居民前一期实际消费性支出来表示消费习惯。
本文另外加入对不确定性预期的考虑，关于不确定性预期对消费的影响，国内外研究大都用预防性储蓄理论对其进行解释。国外研究通常采用失业率或者收入的变动来度量不确定性的大小。对于我国而言，由于市场机制还不健全，农村居民社会保障制度尚不完善，加之对于农村居民的失业率也难以衡量，所以住房、医疗等不确定性支出对农村居民的消费有很大影响，本文拟采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。根据经验，当前我国农村居民消费中，住房建筑、教育和医疗支出变动较大，另外，政府的相关政策也属于不确定性因素，比如说利率的调整在较大程度上影响着居民的投资与消费[12]，因此本文选取房屋建设、教育和医疗支出费用预期以及存款利率作为具体的不确定性预期的变量。
根据相关文献的研究成果和经验，农村居民内部收入分配差距对其消费没有显著的影响，而城乡居民之间的收入差距对农村居民的消费有较大影响[13]，所以本文选取城乡居民之间的收入差距作为收入分配的替代变量。对于居民收入差距的衡量通常都采用基尼系数表示，但由于基尼系数一般是对总体居民收入差距进行衡量，
目前也没有一个统一的计算标准，
而这里是要单独对城乡居民的收入差距进行准确度量，这就导致研究结论存在偏差。所以本文引入一种新的度量收入差距的指标，采用在收入对比中引入单位货币效用的形式来衡量收入差距，即从农村居民收入和城镇居民收入中分别剔除对货币的评价这一因素的影响，得到各自对自己收入的满足程度，从而以这种满足程度的对比来衡量收入差距。
本文在综合了西方消费理论和国内相关研究成果的基础上，构建如下理论消费模型：
Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）
其中，Ct表示t期的消费额，Ct-1表示上一期的消费额或称消费惯性，Yt代表t期的收入，Xt代表上述其他影响消费支出的因素，εt为随机误差项。
鉴于在实证研究中，双对数模型有较好的拟合效果而且便于得到各项弹性系数，此外取对数在一定程度上有利于克服异方差的问题，所以本文将理论模型（1）中除了预期收入、利率和收入差距以外的变量都取对数，则模型进一步扩展为式（2）的形式：
ln（Cit）=β0+β1ln（Cit-1）+β2ln（Yit）+β3AYit+β4ln（Bit）+β5ln（EMit）+β6iit+β7DYit+εit（2）
其中，i表示不同省份，t表示不同年份；Cit代表我国农村居民人均消费性支出；Cit-1代表居民消费习惯，用前一期农村居民实际消费性支出来表示；Yit代表农村居民的人均纯收入，以上三者为剔除价格因素的影响，均用当年各省的CPI平减得到；AYit代表预期收入，用储蓄变化量来表示；Bit代表房屋建设造价，以每年新建房屋的价值来表示（元/平方米）； EMit代表农村居民教育和医疗支出预期，因为是二者综合指标，这里采用比的形式，即用二者支出的和占农村居民人均纯收入的比重来表示；iit代表一年期存款利率，由一年期存款名义利率减去当年通货膨胀率计算得到；DYit代表收入分配差距；εit为随机干扰项。
2.1 变量选取说明
（1）预期收入的衡量。人们的消费观念并非能够完全理性地取决于收入与消费，因为人们的心里存在着预期收入，所以本文将收入预期纳入农村居民消费的影响因素中。关于预期收入的衡量有不同的方法，本文采用储蓄的变化量替代预期收入变量，若居民预计明年的收入会增加，那么当年的储蓄就会减少，消费自然会相对增加；若预期下年收入会减少，那么居民就会增加当年的储蓄，以维持其消费的平滑性。储蓄的变化量就作为收入的预期，计算如下：
AYit=Sit-1-Sit-2
其中，Sit-1是上一年的储蓄额，Sit-2是上上一年的储蓄额。
（2）教育和医疗支出的预期。由于我国教育和医疗体制还在不断改革和完善的过程中，所以还存在相当多的问题，特别是在农村地区，医疗和教育得不到很好的保障，造成了农村居民上学难、就医难等问题，在教育和医疗方面的支出不断增加。同时，调查走访显示，由于农村医保制度实行力度不够，农民并没有得到应有的优惠。
本文用30个省市自治区农村居民医疗保健和教育文娱支出占农村人均纯收入的比重来表示教育和医疗的不确定性预期支出，计算如下：
EMit=EDUit+MDCitYit
其中，EDUit表示教育文娱支出，MDCit表示医疗保健支出，Yit表示农村居民人均纯收入。
（3）收入差距的衡量。关于收入差距的计算，本文引入一种新的指标，其计算形式如下：
DYit=VIit/VCitUIit/UCit
其中，DYit是本文新引入的收入差距衡量指标，VIit和UIit分别指农村和城镇居民收入的绝对数，VCit和UCit分别指农村和城镇居民的一般性支出，这个一般性支出也反映了农村居民和城镇居民的消费水平；VIitVCit反映出了农村居民的收入满足程度，而UIitUCit则反映出城市居民的收入满足程度，二者之比即单位货币效用的替代量。
2.2 模型的估计与实证检验
由于本文采用的是面板数据，其中含有时间序列项，为了避免其非平稳性造成的伪回归，在构建模型之前对各个变量都进行了单位根检验[14]，检验方法选择了相同根检验法LLC和不同根检验法ADF-Fisher，PP-Fisher。检验结果如表1。
单位根检验结果表明，模型（1）中的变量ln（Cit）、ln（Yit）、ln（Bit）、ln（EMit）、DYit均为一阶单整，AYit与iit是平稳的，符合建模要求。观察模型（1），注意到方程右边的解释变量中含有被解释变量的滞后项，因此可能会导致内生性问题，此时若仍然用传统的OLS估计法进行估计，就会造成估计系数有偏差且不一致。为解决内生性问题，本文采用广义矩法（GMM）对模型进行估计。GMM估计的工具变量选择的是因变量以及内生解释变量的二阶滞后值，即lnCit（-2）、lnYit（-2）、AYit（-2）、lnEMit（-2）和DYit，以及外生解释变量的水平值，即lnBit和iit，因为房屋造价和存款利率不是由这个经济体系内部所决定的变量，但是对该经济体系中的其他变量有影响，所以是外生的。根据以上结果，对模型的估计如下：
lnCit=0.376lnCit-1+0.501lnYit+0.000082AYit+0.039lnBit+0.139lnEMit+0.11iit-0.781DYit（3）
为了验证所选工具变量的有效性，采用Sargan检验，结果Sargan检验的p值为0.759，表明在5%的显著水平下，不能拒绝工具变量的过度识别是有效的原假设，即工具变量的过度识别限制有效，所选工具变量比较合理[15]。
3 影响农村居民消费因素的实证分析
依据以上模型估计结果，得出以下主要结论：
（1）收入习惯对我国农村居民消费的影响比较显著，其弹性系数高达0.396。和城镇居民的消费研究结果不同，消费习惯对城镇居民的消费也有影响，但影响不大，这说明城镇居民和农村居民的消费状况有所不同。与农村居民相比较而言，城镇居民处于多变的城市环境，各种增加收入和消费的机会较多，使得消费更具有不确定性[16]，所以他们很少会按照前期消费来支配本期的消费行为。而农村居民每年的收入和支出都鲜有明显的变化，基本上都会遵循上一期的消费来计划本期的消费行为，相对来说变化幅度较小。
（2）和其他文献研究相同，收入对消费的影响仍然是最主要的，但与城市相比，影响程度要低一些，其弹性系数为 0.501，而收入对城镇居民的消费影响弹性系数一般在0.8左右。这是因为城镇居民的收入变化快、幅度大，新增的那部分收入就会用来增加消费，消费的变化比较明显；而农村居民每年的收入变化幅度不大，新增的那部分收入可能不会用来扩大消费，或用于消费的部分相当少。也就是说农村居民的收入在满足最基本消费后所剩余的部分比较少，根本无力用来再扩大消费。总体来说，提高收入必然会对消费产生极大的促进作用。
（3）预期收入对农村居民的消费影响系数虽然是显著的，但影响力很小。预期收入每变化一个单位，消费会相应变化0.000082个单位。预期收入增加，表明本年度会降低储蓄，那么收入中用于消费的部分会相对增加，但就其影响程度来看，预期收入对农村居民的消费影响力系数非常小，说明对于农村居民而言，是否有根据预期收入来安排本期消费的观念还值得探究。另外一方面，用储蓄的变化量来衡量预期收入是否合理，用其他指标来衡量是否能得到不同的结果，还有待进一步探讨。
（4）住房建设对农村居民的消费有一定的拉动作用，而且其影响系数与相关文献研究中关于城镇购房支出对城镇居民的消费影响系数基本一致，为0.039，即住房建筑费用每增加1%，农村居民消费支出将会提高0.039%。但农村居民建设新房屋和城镇居民购买新房的目的不尽相同，城镇居民购买住房一方面是为了满足居住需求，另一方面是为了投资需求，近几年不断高涨的房价使得购买住房越发成为了一种投资手段。而对于农村居民来说，建新房基本是为了满足自己的居住需要。根据农村的传统，不仅每家每户都要建新房，而且大部分人还会承担起给自己的儿女建新房的责任，住房建筑支出在农村家庭消费中占有很大比重，同时也带动了与住房相关的一系列消费，能够在一定程度上带动农村居民的消费需求。
（5）与城镇居民相比较而言，农村居民在教育文娱和医疗保健方面的支出有着更加的不确定性。城镇居民因为所处的城市环境的优势，教育与医疗资源相当丰富，各种扶持政策也容易实现，所以在这两方面的支出不确定性比较小。而农村居民所处的环境使得其教育、医疗资源匮乏，相关政策不能及时到位，比如一些农村义务教育未能实行、医疗保障制度不完善、定点医院费用高昂、合作医疗基金有限、部分医疗基金被挤占挪用等，导致了农村居民教育与医疗支出的不确定性增加，作为理性的选择，居民只能收敛其他方面的消费以保证未来教育与医疗的支出需要。
（6）存款利率对农村居民消费有显著影响，其影响系数为0.11，表明实际利率每提高一个百分点，居民消费就会增加0.11%。与城镇居民相比，利率对农村居民消费的影响明显要大一些，因为城镇居民的收入较高，与之相比储蓄所带来的利息收入相对较少，不能对消费起到很好的刺激作用。而农村居民的收入相对较少，由储蓄所带来的利息收入还是相当可观的，提高利率，相当于在长期中提高了居民收入，对消费能起到很好的刺激作用。
（7）相关文献的研究表明，我国农村居民内部收入分配差距与农村居民消费需求之间不存在显著的相关关系，本文研究了城乡居民收入差距对农村居民消费的影响。结果显示，我国城乡居民收入差距与农村居民消费需求存在负相关关系，其弹性系数为-0.781，即城乡居民收入差距每扩大1%，农村居民消费就会下降0.781%。随着收入差距的扩大，城镇高收入者的消费趋于饱和，收入的增加已经不能再刺激消费，而农村低收入者的收入降低却会导致其消费明显下降。如此，一方面农村居民消费能力和生活质量受到严重制约；另一方面，贫富差距过大会形成城乡消费的断层，即城市收入高的消费者只消费高档商品，而农村收入低的消费者只消费低档的必需品，处于中间的大多数消费品将会无人问津。
4 主要结论以及相关政策建议
（1）消费习惯、收入和城乡居民收入差距都是影响农村居民消费的重要因素。
农村居民长期形成的不良生活消费习惯在一定程度上制约着农民消费需求的扩大和消费结构的改善，其主要表现在以下几个方面：第一，生活消费观念比较保守，后顾意识强烈。在当前农村经济发展水平不高、农民收入增长缓慢等情况下，传统的量入为出、因循守旧的生活消费习惯表现得十分突出，由此产生了强烈的后顾意识。第二，节日过度消费。从全年生活消费支出来看，我国农村居民的传统节日性消费和临时活动性消费（婚嫁、丧葬等）现象突出，尤其表现为春节前后的突击性消费。第三，畸形消费严重，主要是人情消费开支大。农村居民比较重视人与人之间的感情关系，所以人情消费每年在支出中占有很大比例。此外迷信等愚昧消费也有逐年增大的趋势。要改善农村居民的消费习惯，可以从下面几个方向入手：一是努力增加农民收入，提高农村居民购买力；二是统筹城乡发展，加大对农村政策的扶持力度；三是加强宣传力度，树立农民健康、积极、合理的消费观念，选择合理的生活消费方式。收入水平决定消费水平，农民的消费结构和各种需求都随收入而变动。因此，使农民增收，增加农民的购买力，这是开拓农村消费市场的关键。另外，从上面的分析可知，缩小收入差距对扩大消费的作用更加明显，所以统筹城乡，进一步缩小城乡收入差距是未来扩大我国农村居民消费的主要方向。
（2）医疗和教育的不确定预期消费压力增大。
当前，农村居民大部分面临着看病难、看病贵的问题，虽然国家医疗改革政策已经实行了好几年，但是在大部分地区仍落实不到位，农民没有享受到应有的医疗优惠，所以农民为了预防医疗风险而增加相关储蓄，其他消费就被挤占了。此外，现在农村居民的思想意识有所提高，都希望自己的子女得到很好的教育，但现在高等教育费用相对高昂，供一个大学生要花费4～5万元，对一个普通农村家庭来说是一笔不小的费用。为了应对这笔支出，家庭只好理性选择储蓄，削减消费。因此本文建议，在医疗方面，应该继续大力推广新型农村合作医疗制度的建设，并建立严格的监督制度，使相关政策得到确切落实；另一方面要提高中央和地方政府的财政补贴水平，以减轻农民负担。在教育方面，对农村居民应实行更多的减免补贴，完善国家助学贷款政策，保证每一个农村大学生都能够顺利完成学业，减少农村家庭在教育方面的支出，从而扩大消费需求。
（3）与城镇居民不同的是，利率对农村居民的消费有重要影响。
利率的提高相当于在长期中增加了
农村居民的收入，即存款利息增加，收入增加，消费随之增加。但由模型检验可知，利率虽然对消费的弹性系数比较大，可是其显著性不强，通过调整利率是否能刺激消费仍然是一个有待探究的问题，关于利率对消费的影响国内学术界还没有达成共识。提高利率的同时会增加储蓄的倾向，这样一来利率对消费的影响就变得复杂了，可能居民会增加消费，也可能转而增加储蓄，其结果还有待进一步研究证实。
参考文献：
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收入与消费论文篇4
中图分类号：F224.0 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.03.12 文章编号：1672-3309（2012）03-28-03
消费理论是研究一个经济体所有影响消费的相关因素如何影响消费水平的经济学理论。对消费理论的研究，西方始于凯恩斯（Keynes,1936）的绝对收入假说（Absolute Income Hypothesis, AIH）。凯恩斯是第一个把收入和消费联系在一起的经济学家，他的绝对收入假说对以后的经济学家研究收入和消费之间的关系有着非常重要的作用。在以后的消费理论发展方面出现了几个重要理论，包括由杜森贝里（J.S. Duesenberry，1968）提出的相对收入假说、由弗里德曼(Friedman,1957)提出的永久收入假说、由莫迪格利亚尼（Modigliani,1954）提出的生命周期假说和由霍尔（Hall,1978）提出的随即游走假说。
消费理论的线性化分析即研究能够正确表达该消费理论的消费函数代数表达式。消费函数是分析一个经济体中所有消费部门在一定条件下消费行为的一般函数，即反映消费与其各个决定因素之间的一般函数关系。凯恩斯消费理论提出了影响消费水平的最重要因素为收入水平，并建立了基于绝对收入水平的消费函数。本文主要研究分析凯恩斯消费理论中的“边际消费倾向递减”规律，并对凯恩斯消费函数的线性化形式重新修正，最后对边际消费倾向的取值及政策意义做一些探讨。
一、凯恩斯绝对收入假说消费函数的提出
约翰・梅纳德・凯恩斯在1936年出版的《就业、利息和货币通论》曾对其消费理论进行了详细说明，他是这样严谨地描述了他的消费理论：“我们把消费倾向定义为：存在于Yw和Cw之间的函数关系x”①，“消费倾向是一个比较稳定的函数，总消费量一般取决于总收入量。”②根据上述凯恩斯对其消费理论的相关论断，他认为消费与收入之间存在如下公式所描述的稳定的函数关系：
Ct=x(Yt),x'?酆0
其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入，x(Yt)表示消费函数表现形式，x'?酆0是为了保证消费水平随收入增长而增加。下面这段话的描述也是凯恩斯消费理论的核心内容：“我们可以具有很大的信心来使用一条基本心理规律。该规律为：在一般情况下，平均说来，当人们收入增加时，他们的消费也会增加，但消费的增加不像收入增加得那样多。”③。由此我们可以得到以下凯恩斯关于边际消费倾向的两个重要结论：
（1）对于每一个消费期而言本期消费与本期收入正相关；
（2）随着本期收入的每一单位的增加，本期消费的增长量小于本期收入的增长量，即满足条件0?刍x'?刍1。
在这两个结论下，再加上平均消费倾向（APC）会随着收入的增加而减少这一假设，现有的有关对凯恩斯绝对收入假说消费理论的研究均采用了下式作为绝对收入假说消费函数：
Ct=a+bYt （1）
其中Ct和Yt 分别表示第t期的本期消费和本期可支配收入，a和b是两个外生变量，a?酆0，表示自发性消费，而0?刍b?刍1，b表示边际消费倾向（MPC），（a/Yt+b）则表示平均消费倾向（APC）。而对于Ct=a+bYt的出处可参考加德纳・阿克利的《宏观经济学》④。但是通过对（1）式的分析可以发现，上式虽然能够直接反映消费作为收入的一个函数，但不能够解释凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律：
一是在如上式所示的凯恩斯消费函数中，边际消费倾向（MPC）b被假设为一个0?刍b?刍1的常数，并不能反映出其随收入Yt的递增而递减；
二是通过（1）式我们只能得到边际消费倾向b在任何收入值条件下始终小于平均消费倾向（a/Yt+b），通过平均消费倾向a/Yt+b可以得到这一结论：消费在收入中所占到的比重随着收入的上升而下降。但这一变化是自发性消费a占收入的比例随收入的增加而下降引起的，因此我们只能得到平均消费倾向递减，并不能说明边际消费倾向是递减的。这就是（1）式的缺陷，所以用这一表达式来反映凯恩斯的绝对收入假说是不准确的，它没有表达出凯恩斯消费理论中最重要的假设―边际消费倾向递减规律。而边际消费倾向递减规律是绝对收入假说的重要理论基础，也是相关消费政策制定的主要理论依据。
二、对凯恩斯消费函数中边际消费倾向的修正
上面的论述主要分析了凯恩斯的绝对收入假说消费理论的主要内容，通过分析可以发现用Ct=a+bYt来表达凯恩斯绝对收入假说消费理论的局限。结合凯恩斯消费理论的其他一些分析，本文将对提出凯恩斯消费函数的修正表达式。
通过与凯恩斯绝对收入假说的对比分析，（1）式最大的不足是将边际消费倾向b看作是一个0?刍b?刍1的常量，并不是一个随收入Yt变化的变量，因此，边际消费倾向不能用常量b来表示。无论是根据凯恩斯本人的观点还是从经验上来看，“边际消费倾向递减”规律是客观存在的，因此，在凯恩斯消费函数的表达式中应明确表现出来。我们可以考虑用效用U(Ct)函数的一阶导数U'(Ct)代替b来表示边际消费倾向这一变量。根据效用函数的定义，我们可以用U'(Ct)表示边际效用。众所周知，根据“边际消费倾向递减”规律，边际消费倾向是随着收入的增加而递减的，即如果出现边际消费倾向递减，则说明总消费是增加的。同时根据“边际效用递减”规律，边际效用随总消费的增加是递减的，因此可以借助边际效用来表示边际消费倾向，当然需要在边际效用的前面加个系数。这样，凯恩斯消费函数可以近似表示为：
Ct=?琢+?茁U'(Ct)Yt （2）
其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入，?琢和?茁是两个常数，?琢?酆0表示本期自发性消费，?茁?酆0为一个常量，?茁U'(Ct)表示边际消费倾向（MPC，引入?茁的目的是将边际消费倾向与边际效用相区别），[?琢/Yt+?茁U'(Ct)]表示平均消费倾向（APC）。从（2）式来看，边际消费倾向依赖于效用函数U(Ct)和常数?茁的变化而变化，具体形式依效用函数的形式而定；同时，平均消费倾向收到两个因素而递减：自发性消费随收入上升而下降以及边际消费倾向递减。比如，我们假设消费者的效用函数采用最常用的对数形式，即令U(Ct)=lnCt，则U'(Ct)=1/Ct。代入上式可得凯恩斯消费函数为：Ct=?琢+■Yt ，求解可得：Ct=■+■=■+■×Yt，此时边际消费倾向为■，这是一个随收入Yt增加而递减的变量，满足凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律；平均消费倾向为■+■，也是一个随收入增长而递减的变量。这说明这个函数符合凯恩斯的绝对收入假说所论述的消费理论：消费随收入增加而增加，但不如收入增加的快。
三、对凯恩斯线性消费函数的再探讨
根据凯恩斯的表述，其消费理论中关于边际消费倾向不稳定的假设，尤其是边际消费倾向取值为0?仔MPC?仔1的假设，凯恩斯也曾在其论著中明确指出“并不是绝对准确的，而是受到限制条件的约束……下列的命题，即：?驻Cw和?驻Yw具有相同的符号，但?驻Yw?酆?驻Cw；在这里，Cw为用工资单位衡量的消费”⑤，“它甚至会使消费超过收人”⑥，“有时也存在着使消费超过收入的动机”⑦，“它可以使边际消费倾向暂时离开正常值，然后逐渐回到正常值”⑧。因此，从理论上来讲必然客观存在MPC?叟1和MPC?燮0的可能性，MPC的取值应如下所示：
1、当时0?燮Yt?燮?琢，Ct=?琢?酆0，即在收入Yt比较低时，消费者也必须满足其基本的生活消费，不足部分?琢-Yt可以靠援助、政府补贴和借贷来实现。此时，?驻Ct=0，MPC=0，消费曲线为水平直线Ct=?琢。
2、当Yt?酆?琢时，此时的消费情况比较复杂，由于收入和消费的变化方向和幅度的不同，理论上来说边际消费倾向可以取值MPC?刍0、MPC=0、0?刍MPC?刍1、MPC?叟1或MPC=∝。但对于绝大多数消费者来说，边际消费倾向的变化只有两种情况：一是0?燮Yt?燮?琢时，MPC=0；二是Yt?酆?琢时，0
以上是对凯恩斯消费理论中边际消费倾向递减的一些分析，并用一个特例来说明凯恩斯消费函数的具体形式，最后对消费函数曲线的一般形式进行分析，目的在于更加准确理解凯恩斯的消费理论，更加明确地用消费函数反映“边际消费倾向递减”规律。由于存在消费者的边际消费倾向递减规律，对于既定的社会总收入来说，分配越均匀社会总消费水平就越高，这也是所有国家不断采用收入分配政策来调节收入差距的理论依据。我国收入差距越来越大，不仅造成我国现阶段社会消费与投资比例失衡，即总消费严重不足或总消费在国民产出所占比例过低，而且在消费不足的情况下，为了保障经济增长，人为扩大了经济对外依存度，造成我国国际收支大额顺差，同时加上国内经济投资需求旺盛，形成对内经济膨胀且对外经济双顺差的内外经济失衡局面。因此，建立在边际消费倾向递减规律基础上的收入再分配政策不仅可以降低我国居民收入差距，而且也是改善我国经济内外失衡的有效途径。
注释：
① ②③⑤⑥⑦⑧凯恩斯.就业、利息和货币通论[M]. 北京:商务出版社,2002:96;101; 101～102; 118～119; 103; 112～114; 127.
④ 加德纳・阿克利.宏观经济学[M]. 上海:上海译文出版社,1981:263～265.
参考文献：
[1] 吴克烈、李汇简.消费函数中的边际消费倾向[J].社会科学研究,2004,(02).
收入与消费论文篇5
一、问题的提出
1992年党的十四大正式确立了我国建立社会主义市场经济的目标，我国的市场经济必须要以共同富裕为目标，发挥政府宏观调控作用，构建一种新型的收入分配公平关系。
在明确了这个目标的前提下，我们讨论如何去处理收入分配公平这个问题。对于这个问题我们有很多个切入点，在这里我想从税收的层面分析。在我国的许多税种中，消费税是一种对商品价格具有很好调节总用的税种，我将从该税种出发，以经济学的相关理论作为支撑，辅助以数学上的简单推导，最后看消费税对收入分配的是否具有调节作用。
二、消费税概述
消费税是指对消费品和特定的消费行为按消费流转额征收的一种商品税。消费税可分为一般消费税和特别消费税，前者主要是指对所有消费品包括必须品和日用品普遍课税，后者主要是指对特定消费品或特定消费行为如奢侈品等课税。消费税以消费品为课税对象，是国家贯彻消费政策、引导消费结构从而引导产业结构的重要手段，因而在保证国家财政收入，体现国家经济政策等方面具有十分重要的意义。
三、消费税对收入分配调节作用的分析
（一）需求价格弹性与需求曲线斜率的关系
如图：设需求曲线在点A处的斜率为α，点A处对应的价格和消费量分别为，。在A点处的需求价格弹性为。
从上式可以得出需求曲线上某一点的点弹性与斜率的绝对值成反比
同理，对于供给弹性与供给曲线的斜率成反比
（二）从经济学的角度分析消费者和生产者对消费税的负担情况
根据经济学的理论，消费税对消费者征收还是对生产者征收，不影响两者对税费的负担情况，所以不失一般性，我们选择以对消费者征收考虑问题。
如下图，初始均衡点为A，对消费者征税后，需求曲线下移，从移至，与供给曲线相交得新的均衡点B，设需求曲线的斜率的绝对值为α，供给曲线的斜率为β，对消费者征收的消费税为P
显然，为消费者对税收的负担，为生产者对税收的负担
根据上述分析可以得出，曲线斜率越大，对于消费税的负担越大，再根据斜率与弹性的关系，得出出弹性越小税收负担越大。
（三）消费税对收入分配作用的分析
以正常商品为例，将消费者分成两个群体，一是高收入阶层，二是普通收入阶层，当国家对消费征税时，相当于提高了商品的价格，对于高收入阶层来说，他因为价格上升而放弃该商品消费的数量显然比普通收入阶层的数量少，所以我们可以说高收入阶层的需求价格弹性小，而普通收入阶层需求价格弹性大。
考虑市场上的某一商品，现国家对于征收消费税为P，该商品的生产者的供给曲线的斜率为β，高收入阶层对该商品的需求曲线的斜率的绝对值为，普通收入阶层的需求曲线 斜率的绝对值为。根据弹性与斜率的关系易得
根据上面的结论可知：
高收入阶层的税收负担为：
普通收入阶层的税收负担为：
因为，所以，即
所以
结论，对于商品征收消费税，高收入阶层比普通收入阶层支付更多的税费，从收入分配的角度看，征收消费税有助于国家收入分配政策。
四、结束语
收入分配公平是我们社会所追求的理想状态，如何达到这个目标不只是理论上的分析，更需要实际上的操作。本文只是简单的从从消费税的角度讨论了如何促进收入分配的公平，同时也对其作出相应的理论推导，并最终得出我们所希望看到的结论。当然，就像文章开头所说的，收入分配公平与社会的层层面面都有着千丝万缕的关系，如何实现这个目标，需要我们进一步地探索和研究。
参考文献：
[1]新兴古典经济学的代表之作――《经济学原理》[J].系统工程. 2001(02)
收入与消费论文篇6
消费是拉动国家经济增长的三驾马车之一，世界金融危机过后，在我国外需下降的情况下，扩大居民消费就显得更加重要，而对于半数以上国民都是农村居民的中国来讲，能否扩大农村居民消费就直接关系着中国经济能否保持快速增长。决定消费的因素有很多，在经济学中就存在着众多的消费函数理论，每种消费函数中的自变量不相同。
贵州省是一个经济比较落后的内陆地区，其出口额本就较少，更能代表当下我国外需下降的情况，且其农村居民达到了2600多万人。因此，选择贵州省具有一定的代表性。
二、理论与实证分析
在西方经济学中存在着不同的消费函数理论，其中居于主流的主要有四种，分别是：绝对消费理论、相对消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论。每种理论的产生环境以及前提假设不同，因此其侧重的解释因素不同，表现在计量模型中就是解释变量不同。用计量经济模型来衡量各种消费理论的一个前提是理论中的解释因素要能得到量化，因此从该点考虑出发，永久收入消费理论就难以符合这个条件，因为迄今为止还没有找到有效的方法来区别该理论中的持久收入和瞬时收入、持久消费和瞬时消费。所以本文仅对另外三种理论进行实证分析。
（一）凯恩斯绝对消费假说
1、相关理论依据
根据凯恩斯的理论，在影响消费的众多因素中，家庭收入起着决定性的作用，消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加，人们的消费也增加，但是消费的增加不及收入增加的多，即消费的边际倾向是小于1的。
2、绝对消费假说的检验
（1）模型的建立
根据绝对消费假说建立一元线性回归模型Ct=β0+β1Y+Ut，其中：可支配收入是决定消费的唯一重要的因素；我们用Ct来表示当期消费，Y表示当期可支配收入，β0表示可支配收入为0时的消费，即为维持生存的最低消费量，β1为边际消费倾向。
（2）数据的采集与初步分析
我们从统计年鉴中搜集到了1978-2008年的贵州省农村居民的可支配收入以及消费水平的数据。利用Eviews进行数据分析。首先对上述数据进行散点图分析，由Ct和Y的散点图可以看出：Ct和Y的线性关系比较明显，说明假设的线性方程比较恰当。
（3）模型参数的估计
我们用最小二乘法进行回归分析，得到结果：
Ct=36.44+0.78*Y
P=（0.003）；（0.00）
R2=0.996
以上是就回归的结果，其中：β0和β1均通过了检验，且方程的R2非常高。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程进行White检验（本文选择的都是不含有交差项的检验），检验得到的相伴概率P值为0.01，小于显着性水平，认为该方程存在异方差。
对异方差进行修正，因为消费Ct的残差随着解释变量Y的增加而增加，因此以1/Y为权，做加权最小二乘估计，得到：Ct/Y=β0/Y+β1+Ut/Y。进行回归，得到估计方程
Ct=11.85+0.82*Y
用修正之后的残差做White检验，检验结果说明已经克服了异方差性，但是修正的代价是方程的拟合优度大幅度下降，从0.996下降至0.2，考虑到异方差并不会影响估计参数的无偏性，因此使用未经修正的估计方程。
b、自相关检验。从原方程的输出结果得知D-W统计量为0.764，可知，该方程存在正自相关。再对残差进行LM检验，发现该方程只存在一阶自相关，得到残差的回归估计方程：
Resid=3.664-0.005*Y+0.635Resid-1
接下来用广义最小二乘法对自相关问题进行修正。首先估计自相关系数：
ρ＝1-DW/2=1-0.764/2=0.618
对原变量做广义差分变换。令：
GDCt=Ct-0.618*Ct-1
CDYt＝Yt-0.618*Yt-1
对GDCt和GDYt，以1979-2008年为样本再次回归，得：
GDCt=18.73+0.76*GDYt
两个估计参数对应的P值分别为0.05和0.00，R2=0.986。经过修正之后的方程的拟合优度很高，且经检验可得误差项不存在自相关。返回运算得到：β0＝18.73/（1-ρ）＝49.03，则原模型的广义最小二乘估计结果是：
Ct=49.03+0.76*Y
（5）绝对消费假说的实证总结
从上可知，贵州农村居民消费行为比较符合凯恩斯的绝对消费假说，且贵州省农村人均消费性支出平均占可支配收入的76%，总体上来讲比较低，贵州农村居民消费具有较大的潜力。但是凯恩斯的绝对消费假说里有一个理论缺点，即建立在名义货币工资上的消费理论，不能反映：当名义工资不变，但是物价上涨时人们的消费变化。因此，在寻找影响消费的因素时，应剔除物价指数变化的影响，但这不属于本文的探讨范围。
（二）相对收入消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家杜森贝利认为消费者的消费会受自己过去的消费习惯以及周围的消费水准的影响，从而消费是相对地决定的。依照人们的习惯，增加消费容易，减少消费困难，因为一向过着高水准生活的人，即使收入降低，多半也不会马上降低消费水准。消费固然会随着收入的增加而增加，但不易随着收入的减少而减少。
2、相对收入消费理论的检验
（1）模型的建立
根据相对收入消费理论，消费者的消费支出不仅受自己现期可支配收入的影响，而且也受过去时期的可支配收入的影响。在这种假设下，t期的消费可以表示成分布滞后的模型：
Ct=β0+β1·Yt+β2·Yt-1+Ut
其中：Yt为当期可支配收入，Yt-1为前期最高收入，Ut为随机误差项。
（2）数据的采集与初步分析
依然使用前面搜集的贵州农村居民的收入与消费数据。先对原始数据进行初步加工，找出对应每一年的前期的最高收入。然后分别描绘Ct与Yt-1以及Ct与Yt之间的散点图，从描绘的散点图可初步判断，Ct与Yt以及Yt-1之间的线性关系比较明显。
（3）模型参数的估计
对于上述假设方程，利用最小二乘法进行回归估计，得到：
Ct=39.08+0.88*Yt-0.11*Yt-1
P=（0.003）；（0.00）；（0.22）
Ad.R2=0.995
根据回归结果，除了Yt-1的系数之外，其他系数均通过检验。Yt-1的系数等于-0.11，表明：贵州农村居民的现期消费与过去的最高收入成反向相关关系，明显不符合经济意义。并且，Yt-1的统计量对应的P值是大于显着性检验水平0.05，故认为Yt-1的系数不显着。再对Yt-1做多余变量检验，得到：F=1.57，对应的P值为0.22，远远大于显着性检验水平0.05，故认为Yt-1是多余的解释变量，不应该作为解释变量纳入方程。
（4）相对收入消费理论的实证总结
从以上的回归结果可以看出，相对收入消费假说并不适合于贵州省农村居民的消费函数，对于贵州省农村居民来讲，过去的收入对其现期消费并不构成重要的影响，而绝对收入才是影响居民消费的重要因素。
（三）生命周期的消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家莫迪利安尼认为人们会在更长时间内计划他们的生活开支，从而达到他们在整个生命周期内消费的最佳抉择。一般说来，年轻人家庭收入偏低，这时消费可能会超过收入，但是随着他们进入壮年和中年，收入日益增加，这时收入就会大于消费，并且这些收入还可以弥补年轻时代的消费收入差额以及用于养老。
2、生命周期消费理论的检验
（1）模型的建立
根据生命周期消费假说，人们的现期消费Ct不仅和现期收入Yt有关，而且和消费者以后的各期收入的期望值以及开始时的资产有关。在这种假定前提下，用线性计量模型表示消费者的消费模型为：
Ct=β0+β1*Yt+β2*At+Ut
其中：At为即刻消费者拥有的住房财产，因为储蓄直接的由收入和消费决定，所以本文不将储蓄作为解释变量。
（2）数据的采集与初步分析
我们在统计年鉴上找到贵州1999-2009年农村居民的人均住房面积和每平方米的住房价值，经过简单相乘处理，得到农村居民人均拥有的房产价值。首先通过散点图进行初步分析，从软件给出的散点图可以初步判断，Ct和Yt以及At之间存在着明显的线性关系。
（3）模型参数的估计
对于生命周期消费理论的消费函数，仍然用最小二乘法估计，得到结果
Ct=-56.92+0.73*Yt+0.05*At
P=（0.27）；（0.00）；（0.14）
Ad.R2=0.99
除了Yt的系数通过检验外，At的系数和常数项都未通过显着性检验。由经验可知，如果模型的R2很大，F检验通过，但是有些系数不能通过T检验，则是出现了与经典假设不相符合的现象，接着做进一步检验。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程实行White检验，以便找到是否存在异方差现象。得到LM统计量为5.5，对应的P值为0.24，远远大于显着性检验水平0.05，故认为该方程不存在异方差问题。
b、自相关的检验。接下来检验方程是否存在自相关问题，由于样本较小，不能用D-W检验，所以采用LM检验，检验结果表明残差项无自相关。
c、多重共线性检验。首先求出Yt和At的简单相关系数矩阵，为，可以判断两者存在很强的线性关系，需要进行修正。我们利用差分法对多重共线性进行修正，令：
dCt=Ct-Ct-1；dYt=Yt-Yt-1；dAt=At-At-1；
用OLS方法估计得到：
dCt=22.18+0.609dYt+0.045dAt
P=（0.49）；（0.005）；（0.19）
Ad.R2=0.72
重新检验方程的共线性，得到简单相关系数矩阵为：，可见两个解释变量之间的简单相关系数0.34
（5）生命周期消费理论实证总结
综合以上过程，我们可以得知，生命周期消费理论同样不适合贵州省农村居民，人们的消费更主要的是受当期的可支配收入的影响。
三、实证分析总结与建议
上文对西方经济学中三种重要的消费函数进行了实证分析，实证结果表明最符合贵州省农村居民消费行为的是绝对消费函数。这说明人们的现期可支配收入对当期的消费具有决定性的影响。当然，我们并不是说，其他因素对农村居民的消费没有影响，而是从长期看来，起着持久决定性影响的是可支配收入。究其原因，可能主要是贵州农村居民比较贫困，刚好处在温饱线附近，故其消费更主要的是受现期可支配收入的影响，其消费的收入弹性很大。
目前世界经济仍没有明显的复苏迹象，再加上世界政治局势动荡不安，我国出口复苏不会很快，因此我国还要坚持扩大内需，而增加农村居民的消费是其中很重要的一环。从上文的分析来看：增加农民的可支配收入是扩大农村居民消费最有效的手段，而且随着我国城乡居民的收入差距加大，增加农村居民收入已是刻不容缓。具体政策可以增加对农民的转移支付，加强农村基础设施建设，将农民增收作为一项长久的政策来贯彻实施。
参考文献：
收入与消费论文篇7
改革开放30多年来，中国经济迅猛发展，人民生活水平显著提高。但与此同时也伴随着很多突出问题亟待解决：城乡居民收入差距不断扩大，经济运行存在下行压力，物价上涨压力持续不断，经济增长内生动力不强。在此情况下，广大学者提出以扩大内需为加快转变经济发展方式的方向，切实加强经济增长的内生动力。消费是国民经济生产与再生产运行过程中非常关键的环节，消费既是生产的出发点，也是生产的落脚点。农村居民是我国人口构成的主要部分，其消费行为对国民经济的推动作用至关重要，因此，我国农村居民消费问题已成为政策制定者关注的核心内容之一。利用消费函数理论和模型进行农村居民消费数量经济研究对我国农村经济建设与改革、国民经济的持续稳定发展具有重要的意义和作用。
一、西方消费函数理论的发展
消费函数理论是建立在消费者行为假设基础之上、阐述消费与收入之间存在相关关系的系列假说。凯恩斯（1936）提出绝对收入假设，开创了消费函数理论的先河。杜森贝里（1949）提出了相对收入假设，莫迪利安尼提出生命周期假说，霍尔（1978）提出了随机游走假说，促进了传统消费理论的进一步发展[1]。这些假说以及近年来的研究成果共同构建了西方消费函数理论的研究框架体系。
（一）绝对收入假说
凯恩斯（1936）在《就业、利息与货币通论》中首先提出了消费函数理论。他指出，消费支出与收入水平密切相关，消费水平取决于收入的绝对水平，即为绝对收入假说。该假说的基本思想为：当期消费水平随绝对收入水平的变化而变化，且边际消费倾向递减[2]。数学表达式如下：
Ct=b0+b1Yt+ut
其中，Ct表示当前消费支出；Yt表示当前收入；b0表示自发消费；b1表示边际消费倾向（0
（二）相对收入假说
杜森贝里（Duesenberry，1949）在《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出了相对收入假说。他认为，消费并不取决于现期绝对收入水平，而取决于人们的相对收入水平。他假设消费者的偏好是互相影响的，且消费者的消费行为是不可逆的。示范效应说明人们的消费行为存在相互影响，棘轮效应解释了平均消费倾向具有长期稳定性[3]。其数学形式如下：
Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1
其中，Ct表示当期消费支出，Ct-1表示上一期的消费支出，Yt表示当期收入，b0表示自发消费，b1表示边际消费倾向，b2表示本期与上一期的消费比例。
（三）持久收入假说
弗里德曼（Friedman，1957）认为，人们的消费支出并非取决于现期收入，而是主要由其持久收入决定。持久收入是人们可预计到的长期收入，是其一生中可得收入的均值。该假说的基本观点是：将消费者的收入和消费分为暂时性、偶然性和长期性，消费者的长期性收入决定其消费水平[4]。
（四） 随机游走假说
霍尔（Hall，1978）在借鉴卢卡斯的思想方法的基础上，提出了随机游走假说。他认为，按PIH寻求效用最大化、具有理性消费预期的消费者的消费轨迹是一个随机游走过程，不能通过任何变量进行下期消费的预测。随机游走假说的提出推动消费函数理论研究进入新的阶段。该假说引入了理性预期，将马尔科夫过程应用于消费函数的研究中，使消费问题在不确定条件下进行研究成为可能[5]。其数学形式为：
Ct-1=Ct+εt
其中，Ct+1和Ct表示下期和当期消费，εt为不可预测的误差。
（五）预防性储蓄假说
预防性储蓄理论将不确定性引入分析框架，在吸收了理性预期思想的基础上，分析消费者跨期优化选择行为，拓展了生命周期—持久收入假说。里兰德（Leland，1968）首次分析了产生预防性储蓄的必要条件[6]。迪顿（Deaton，1989）指出，美国战后消费路径的实际斜率显著高于由随机游走假说得到的理论估计值，而预防性储蓄假设可以合理地解释这一现象，即消费的过度平滑性。弗莱文（Flavin，1981）提出的消费的过度敏感性虽与“过度平滑性”看似矛盾，但都可被预防性储蓄假说解释。
（六）流动性约束假说
扎德斯（Zeldes，1989）、迪顿（Deaton，1991）提出了流动性约束假说。他们认为，流动性约束可能导致消费者当期消费对可预测收入变化的过度敏感性，较高的消费信贷利率使得消费者放弃消费信贷以平滑消费[7]。具体消费者最优消费路径如下决定：
Max；st.Ct+（At+1-At）=Wt+rAt；At≥0
其中，P表示消费者的时间偏好或者主管贴现率，At表示消费者在第t期所有的财富，Wt表示劳动收入，r表示利率。
二、我国消费函数理论与模型的研究进展
改革开放30多年来，我国城镇和农村居民的收入水平有了很大提高，居民消费行为也发生了较大变化。在此形势下，对于我国居民消费函数理论与模型的研究成为经济理论与实证研究的热点之一，国内学者也获得了一些研究成果。目前，针对我国农村消费行为的研究大体上可分为两类：一是应用现有西方消费函数理论与模型对我国农民消费行为进行检验；二是借鉴西方消费理论，根据我国农村实际特点而提出适合我国国情的消费理论与模型，以此来解释农民消费行为。
（一） 绝对收入假说理论的研究
臧旭恒（1994）从中国改革前后的两个时期，以城镇居民和农村居民两个群体验证了确定性条件的消费函数模型，其数学形式如下：
Ct=β0+βtYt+μt
其中，Ct表示居民消费，Yt表示居民可支配收入，β0为自发性消费，βt为长期边际消费倾向。凯恩斯绝对收入假说可以解释我国1978年以前的消费模式，但对之后的居民消费进行解释时并不合适。王宏伟（2000）通过对我国农村数据的实证分析也证实了两阶段论。
刘建国（1999）对《中国统计年鉴》中的数据进行实证分析后指出我国城镇居民的消费倾向明显高于农村居民，与凯恩斯的“边际消费倾向递减规律”相违背。而王检贵（2000）对1985—1997年的数据进行实证研究后发现，我国城镇居民的消费倾向低于农村居民。杨天宇和文焕瑾（2008）也证实了我国农村消费不存在特殊性。
（二）相对收入假说理论的检验
臧旭恒（1994）对1981—1991年间的城镇居民和农村居民两类群体进行实证计量研究时发现，相对收入假说可以更好地解释我国居民消费行为。许允彬和赵卫亚（2007）把绝对收入假说和相对收入假说进行了整合，建立了更符合我国农民消费实际的模型，提出城镇消费给农村消费带来的示范效应会影响农民的消费行为。
（三）LC-PIH理论的研究
厉以宁（1992）研究后发现，LC-PIH假说不能合理解释改革开放以来全部时期的数据。王信、赵志君（1996，1998）检验后发现，通过该模型得出的理论值与中国实际值拟合度不够理想。然而，臧旭恒（1994）分别采用时间序列总量数据和家庭预算抽样数据两类数据进行分析，都证明该模型可较好地解释我国居民消费行为。高梦滔等（2008）利用1995—2002年8个省份的面板数据进行实证研究后指出，我国农村居民的消费行为与LC-PIH的预期较好吻合。艾春荣和汪伟（2010）发现LC-PIH假说在很多发展中国家农村得到了证实。
（四）不确定性条件下的消费函数理论研究
臧旭恒（1994）通过对1978—1991年相关数据实证研究后发现，随机游走假说不能适用于我国居民的消费实际。万广华等（2001）利用农业部的农户家庭调查面板资料分析影响农民储蓄的因素，发现我国农民的确存有显著的预防性储蓄动机。朱信凯（2005）通过实证分析得出我国农民消费行为表现出较强的过度敏感性，其主要原因在于农民预期收入的不稳定性及较强的流动性约束。周建（2005）使用变参数模型构造状态空间模型，研究了1979—2003年我国农村居民消费的过度敏感系数。田青和高铁梅（2009）检验了不同收入群体消费的过度敏感程度，发现我国居民消费存在显著的过度敏感性，且不同收入水平具有不同的过度敏感性，收入越低其消费敏感性越强[8]。
三、我国农村居民消费函数模型的实证分析
本文整理了1985—2011年我国农村居民的人均纯收入和人均生活消费支出的相关数据，且都经过历年农村生活消费物价总指数平减，然后采用误差修正模型（ECM）进行检验，以消除可能存在的虚假回归现象。
（一）ADF检验
通过ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验来判断农村居民人均生活消费支出XFt和人均纯收入SRt是否具有平稳性，同时确定它们的单整阶数。令SR为人均纯收入，XF为人均生活消费支出。
由表1可得，从1985—2011年末，我国农村居民人均生活消费支出的年均增长率为5.15%，而农民人均纯收入的年均增长率为5.95%，收入的增长率略大于消费的增长率。2010年，我国城镇居民家庭恩格尔系数为35.7%，而同期农村居民家庭恩格尔系数为41.1%，城镇居民生活消费支出额是农村居民的3.3倍，城乡消费差距水平较大。
由于XF和SR序列数值较大且增长呈非线性趋势，本文采用lnXF和lnSR序列，对两者进行ADF检验，结果如下：
从上可知，lnSR的ADF Test Statistic=-0.846 913，大于其1%—10%的临界值，表明lnSR是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnSR是一阶单整序列。
从上可知，lnXF的ADF Test Statistic=2.768 517，大于其1%—10%的临界值，表明lnXF是非稳定的。通过一次差分变换，t值通过检验，说明lnXF是一阶单整序列。
建立lnXF与lnSR的回归模型，如下所示：
LNXF=0.924 309 002 113*LNSR-0.060 543 121 596 7
R-squared=0.992 811，Durbin-Watson stat=0.323 611，
F-statistic=3 452.632
由于DW=0.323 611，说明模型中参数项有较强的一阶自相关性，通过在模型中加入滞后项，生成滞后模型，并进行检验，如下所示：
DW=1.728 149 044 040 314、F=3 273.920均通过，修正后的R2=0.997 765，拟合度很高。滞后模型如下所示：
LNXF=0.856 477*LNXF（-1）+0.845806*LNSR-0.707 902*LNSR（-1）-0.039 426
通过以上步骤，便消除了lnXF与lnSR的自相关性，由此可初步认为lnXF与lnSR具有长期稳定关系。然后对lnXF与lnSR进行协整检验，生成et=resid序列，并对其进行ADF检验，检验结果如下：
et=-0.898 275et-1
t=-4.583 098 R2=0.465 758 DW=2.100 848
ADF Test Statistic=-4.583 098，小于其1%—10%的临界值，表明lnXF与lnSR存在（1，1）阶协整关系，具有长期稳定性关系。
（二）建立ECM模型并检验
以上步骤建立了lnXF与lnSR的长期稳定关系模型，然而，我们还要对其短期稳定性关系进行检验，同样以1988—2010年数据为依据，建立并分析农村居民消费支出增量ΔlnXF和纯收入增量ΔlnSR之间的关系模型。此处以DLNXF表示，以DLNSR表示，建立模型，如下：
DLNXF=0.845 806*DLSR+0.137 904*LNSR（-1）-0.143 523*LNXF（-1）-0.039 426
即：Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt+0.137 904*lnsrt-1-0.143 523*
lnxft-1-0.039 426
ECM模型形式如下：
Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt-0.143 523*（lnxft-1-0.274 67-0.960 84lnsrt-1）
R-squared=0.799 916 Durbin-Watson stat=1.728 149
此回归模型显示在1985—2011年我国农村居民人均生活消费支出增量与其人均纯收入增量存在稳定关系，农村居民纯收入增量的0.845 806倍用于农民生活消费支出，同时我国农村居民生活消费支出增量还受到之后一期农村居民纯收入增量和生活消费支出增量的影响，但影响并不太显著。
四、结论与政策建议
从以上ECM模型分析，我们可以看到，中国农村居民消费倾向较强。而郑璋鑫（2009）通过相同方法测算我国城镇居民的长期消费倾向为0.753 7，并指出库兹涅茨等认为美国的长期消费倾向接近0.84-0.89 [9]。该模型实证结果符合凯恩斯绝对收入假说中的“边际消费倾向递减规律”，即我国农村居民收入低，所以农民的消费倾向应该比较高。当然，采用不同的模型和来源不同的数据实证分析得出的结论相差较大。不过，大多数学者研究后发现，我国农村居民的消费倾向的确较高，如王检贵（2000）、杨天宇和文焕瑾（2008）对数据进行实证分析的结果表明，我国农村居民的消费倾向较高，进一步提高农民消费倾向已经非常困难。农村居民是我国人口的主体部分，与城镇居民在收入和消费上的较大差距严重阻碍了我国“扩大内需战略”的进展。在当前改革开放的攻坚时期，“扩大内需、转变经济发展方式”是整体国民经济保持持续、健康、较快发展势头的根本途径，而拉动内需的首要条件是居民持有充足财富、拥有消费信心，因此，切实努力提高农村居民收入是关键之举。同时，我们应该采取以下几点措施。
1.政府部门加大对农村的投资力度，为农民提高资金、信息、技术等方面的服务，促进农业生产的现代化，为农村居民的增收打好基础；
2.加快打破我国当前城乡二元经济结构格局，统筹城乡经济协调发展。建立健全农产品市场，完善农产品定价机制，保证农村居民收入的稳定性；
3.加大农村地区教育、医疗、卫生、福利等方面的投资力度，逐步健全农村医疗体系，促进农村人力资本存量的积累，以增强农村居民的收入预期，进而促进消费支出；
4.建立健全农村劳动力就业市场，保证农村劳动力充分就业水平，并立法以保障农村就业人口的合法权益。
参考文献：
[1] 莫迪利安尼.效用分析与消费函数一对横截面资料的一个解释[M].上海：商务印书馆，1964.
[2] 刘维奇.西方消费函数理论评析[J].生产力研究，2006，（3）.
[3] 王学军.西方消费函数理论的新发展[J].工业技术经济，2010，（6）.
[4] 史玉伟.消费函数理论主要假说述评[J].经济经纬，2005，（3）.
[5] Hall R.《Stochastic Implications of the life Cyele-Permanent Income Hypothesis：Theory and Evidence》，《Journal of Political Economy》
1978，（86）。
[6] 孙艳，蔡杰.我国消费函数理论研究综述[J].统计与决策，2004，（3）.
收入与消费论文篇8
问题的提出
扩大农村消费市场以拉动内需，已经成为后危机时代我国经济持续健康发展的重要举措。2010年中央1号文件强调，“把扩大农村需求作为拉动内需的关键举措”，“针对经济发展和农民生产生活需要，适时出台刺激农村消费需求的新办法新措施”。可见，有效扩大农村需求对我国农村经济和社会事业的蓬勃发展，以及城乡一体化格局的形成都有着非常重要的意义。
江苏是经济发展强省，截至2009年，江苏农村人口占全省总人口数的44.4%，农村居民人均纯收入达到8004元，高出全国平均水平约3000元。农村居民的生活水平有了显著的提高，消费结构也较以往发生了较大变化。因此，研究江苏省农村居民收入与消费结构的变化趋势，对于挖掘农村居民的消费潜力，制定刺激农村消费需求的新举措，扩大内需，推动经济健康持续增长具有重要意义。同时，对江苏农村居民收入与消费的研究具有较强的前瞻性，可以为研究我国其他地区农村居民收入与消费的趋势提供借鉴。
文献综述
在西方经济学中，消费结构作为一个范畴的提出，与恩格尔定律的提出相关。德国统计学家和工程师恩格尔对英国、法国、德国、比利时等国家一些居民家庭的消费构成进行统计分析后认为，随着国家收入的增加，食品支出在消费支出中所占的比例越来越小。这一法则被不同国家、不同时期的实证数据所验证，其研究方法成为研究消费结构变化的一个基本方法。
之后，马歇尔把消费结构变动对经济的影响引入经济理论体系。凯恩斯学派又从宏观消费总量、消费函数理论的基础上考察消费需求结构的构成，形成了消费经济理论，提出收入是影响消费的决定性因素。凯恩斯的绝对收入理论中强调实际消费支出是实际收入的稳定的函数，边际消费倾向为小于1的正数，消费随收入的增加而增加，但消费增量在收入增量中所占的比例越来越小，即边际消费倾向递减。
在凯恩斯之后，杜森贝里基于凯恩斯理论分析的框架提出相对收入假说，认为消费者本人的消费支出不仅受自身收入的影响，而且也受到周围人和自己过去消费行为及其收入和消费相互关系的影响。莫迪利安尼随后提出了生命周期假说，认为消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体上得均匀的消费支出，跨时预算约束发挥了关键作用，消费者的现期消费或储蓄不仅取决于现期收入，而且取决于前期收入（资产）和未来收入（预期收入）。弗里德曼又提出了持久收入理论，认为决定消费支出的主要变量是持久收入，即消费者总收入中可以预料到的较稳定的、持续的那部分收入，暂时性收入将主要用于储蓄。
20世纪70年代，理性预期理论与前瞻的消费函数理论相结合，形成了理性预期消费函数理论，该理论认为在某些条件下，一个家庭本年的持久收入估计值也应该是其下一年持久收入的最好指标。流动性假说认为，有流动性约束的消费者的消费倾向比不受流动性约束的消费者的消费倾向低，流动性约束可能导致预防性储蓄。
近年来，我国有很多学者应用消费经济理论来研究农村的收入与消费问题。我国学者将西方消费理论应用于国内农村的消费情境并得到了诸多有意义的研究结果。
尹世杰（2001）认为收入是影响农村居民消费行为的最主要因素，农村居民的收入水平制约了其消费结构的优化和升级。李锐等人（2004）认为农村居民消费主要受持久性收入的影响。李谷成、冯中朝（2004）用定量的方法研究了中国农民收入与消费模型，测量了农民各类收入对消费支出的影响。
也有少量学者对江苏省农村收入与消费问题研究。胡绪华（2009）等通过误差修正模型研究发现1980-1991年期间江苏省农村居民消费几乎完美地调整到长期均衡途径，而1992-2007年期间江苏省农村居民消费在受到短期干扰后，只有约1/3调整到其长期均衡途径。刘晓红（2011）利用扩展线性支出系统模型（ELES），研究了2009年江苏省农村居民的边际消费倾向、边际预算份额、基本需求、需求收入弹性。
本文将以扩展性支出理论为基础建立对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。
江苏省农村居民收入与消费现状分析
本文数据来源于1992-2010年的《江苏省统计年鉴》。选取农村居民家庭人均纯收入衡量农村居民的收入水平。消费支出结构分成七类：食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通讯、居住、医疗保健、杂项。在分析之前，为消除物价因素的影响，以1992年为不变价格对各经济变量进行平减（1992=100）。
（一）江苏省农村居民收入变化趋势分析
由图1可以看出，江苏省农村居民的收入呈稳定上升的趋势。农村居民的人均纯收入从1992年的1060.7元增长到2009年的3680.81元，增长了3.47倍。这17年间，人均增长19%，提前一年达到了江苏省定的全面小康指标值。近十年来，江苏省农村居民人均纯收入以工资性收入和家庭经营收入为主。2009年，二者所占比重达到90.3%。财产性收入和转移性收入对纯收入的贡献不足10%。同时，工资性收入占纯收入的比例逐年上升，从1992年的35%上升到2009年的53%。而家庭经营收入占纯收入的比例逐年下降，从1992年的63%下降到2009年的38%。这说明江苏省农村居民人均纯收入的增长不再是单一地依靠农业增长，而呈现出多元化的趋势，农民增收的主要源泉是其工资性收入的增加。
（二）江苏省农村居民消费结构变动分析
1992-2009年，江苏省农村居民消费支出结构发生了较大的变化，如表1和图2所示。可以看出，食品消费支出比重不断下降，1992年，恩格尔系数为55%，按照联合国粮农组织的评判标准处于温饱阶段。2009年，恩格尔系数下降到39%，开始进入富裕阶段。说明江苏省农村居民在小康的基础上，逐步趋近于比较富裕。衣着支出的比重处于下降趋势，不过下降的幅度并不是很大。这表明江苏省农村居民以满足“吃、穿”为主的消费需求阶段已经基本结束。随着恩格尔系数和衣着消费支出的下降，江苏省农村居民居住的支出比重变化不大，教育文化娱乐支出不断上升。支出结构的这种转变意味着，江苏农村家庭可以将更多的资本用于人力资本投资。文化教育娱乐项目支出比重已经达到14％。交通通信支出比重由1992年的2%上升到2009年的12%。医疗保健的比重也不断增加，因为新农保制度的推行，以及人们保健意识的逐渐增强，促使个人用于医疗费用支出增加，绝对支出和相对支出的比例上升。家庭设备用品的消费支出比重从1992年至1999年呈波动趋势，而后一直稳定在5%左右，表明江苏省农村居民家庭耐用消费支出处于停滞状态。
基于ELES的江苏省农村居民收入对消费结构的影响分析
（一）模型的选择
对居民边际消费倾向的变化研究，一般采用国际上比较成熟的计量经济模型—扩展性支出系统模型（Extend Linear Expenditure System，ELES），其具体模型如下：
i=1，2，…，n （1）
式中：Vi为居民用于第i类商品的支出
为基本消费支出
Y为居民可支配收入
由上式整理得如下简化式：
式中：bi为第i类商品或服务的边际消费倾向，满足0 ≤bi≤1
对（2）式应用普通最小二乘法，得到ai和bi的估计值。
对（3）式两边求和，即：
参考刘夏等提出的对上述模型的改进建议，减少因异方差带来的分析偏差，对模型进行对数变换，如下式所示：
式中：Xi是人均用于第i项的消费支出，Y是人均纯收入，u为扰动项，β1为常数项。根据经济学弹性的概念，式中参数β2为弹性。即表示：收入增加1%，第i项消费支出增加（减少）的百分比。
（二）计算结果及分析
根据相关数据，运用SPSS FOR WINDOWS17.0软件，得到江苏省农村居民消费结构模型，相关参数如表2所示。
由表2可知，各类生活消费品所对应的可决系数均大于0.5，说明模型方程对样本数据的拟合优度较好。计算结果P值均为0.000（除家庭设备用品及服务0.017外），在给定显著水平α=0.05的条件下，各回归方程显著。另外，各类消费的估计系数β2均为正数，表示随着收入的增长，各类消费支出也随之增加，这与实际情况相符，具有实际意义。
由计算结果可知，交通与通讯、文教娱乐、医疗保健的β2均大于1，说明农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度会高于收入的增长幅度，这意味这些商品将是未来消费的重点。而居住、食品、衣着、家庭设备用品β2均小于1，表示农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度低于收入的增长幅度，意味着在未来随着农村居民收入不断增加，其在消费结构中的比重将下降。
农村居民消费收入弹性最高的是交通和通讯，其值达到了2.414，即收入每增长1%，交通和通讯支出的增长率为2.414%。该现象出现的原因是农民购买交通工具和增加通讯支出不仅仅为生活消费服务，更是为生产服务，如购买农用运输车、安装电话、购买手机等带有一定的投资性质，可以为其带来一定收益。尤其是近年来农村居民外出打工和销售农产品所必须的费用支出的增加。文教娱乐支出、医疗保健的收入弹性分别是1.564和1.454，位列第二和第三，说明教育、文化娱乐等方面的消费日益受到重视。
与此不相适应的是，农村的文体类公共产品和公共服务整体上滞后于经济的发展，需进一步加大宣传推广，积极培育和发展休闲旅游、体育健身、医疗保健服务等服务性消费，加快农村文化建设，进一步拓展农村消费空间。食品、衣着、居住的弹性在0.5左右。江苏省农村居民的收入生活消费达到一定水平后，对这几项的消费敏感度降低。家庭设备用品及服务的弹性最低。而事实上，江苏省农村居民的家庭耐用消费品的拥有率比城镇居民低得多。
结论及建议
（一）基本结论
从上面的分析可以得出，江苏省农村居民的收入持续稳步上升，消费结构升级加快，农村居民总体消费支出的收入弹性比较高。在支出结构中，支出的收入弹性排序由高到低依次为交通与通讯、文教娱乐、医疗保健、居住、食品、衣着、家庭设备用品。这意味着目前江苏省农村居民已经从食物、居住等基本生存型消费，向发展型、享受型消费转型升级。在现代西方消费经济理论中，绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说、持久收入假说、理性预期假说等代表性的理论虽各有不同，但有一个相同之处：强调收入因素在消费需求中的决定性作用及其对消费变动的深刻影响。从本文的研究结果来看，也证实了收入对消费起着最主要的作用。
（二）政策建议
江苏要通过拉动内需以实现经济的持续稳定增长，就必须建立增加农村居民收入的长效机制，培育新的消费增长点，改善消费环境，加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。具体建议如下：
1.有效增加农村居民的工资性收入。江苏省农村居民收入结构中，工资性收入成为增收主渠道，这是不受自然灾害影响的稳定的收入。因此，应加快城镇化的步伐，给农村劳动力提供充足的就业机会，以多种方式和途径提供就业信息，并为农民工进行技术培训，提高其就业能力。同时，加快小城镇建设拉动农民工资性收入增长。因为小城镇建设不但可以促进县域经济的发展，改善农村的基础设施建设水平，也使农村劳动力获得了更多就近就业的机会。
2.保障经营性收入稳定增长。农产品价格波动会增加农民的经营风险，因此政府应该加强引导和调控，建立农业生产的保障机制。在农村培育发展壮大农业龙头企业，实行适度规模经营，辐射并带动农业产业发展和增加农民收入。
3.培育新的消费增长点。从上文可知，江苏农村居民交通通讯的收入弹性比较高。因此，现代化电子信息产品在江苏农村未来具有较强的增长势头，汽车、手机、电脑成为江苏农村消费的新增长点。因此应该开发适合农村消费的质优价廉的电脑、宽带、手机、汽车等产品及服务。品牌企业要关注农村消费市场的需求，将农民用不到的一些功能删掉，从而降低成本，拓展销路。
4.改善农村消费环境。政府应该进一步增加对水、电、路、通讯等基础设施建设的投入，加快对农村电网、广播电视网、邮政通讯网、公路网、医疗卫生网等的改造。提高农村居民购买家用电器的热情，进一步扩大农民的需求。构建适合农村市场特点和农民购买习惯的新型流通体系。把城镇作为流通体系的核心，建立连锁经营、商品直售的现代商品销售渠道，同时提高大额商品的售后服务质量，消除农民消费的后顾之忧。
5.加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。在新形势下，政府应该把城乡公共服务均等化作为目标，将城市生活方式引入农村，让农民享受到与城市居民一样的文化娱乐生活。在一些较大规模的村子，建立农村影院、农村戏楼、乡村活动室等。同时，培育农村旅游消费市场，通过发放旅游消费券，调动广大农民休闲旅游的积极性。
参考文献：
1.Zeldes and Jappelli，Zelds，S.P. Consumption and Liquidity Constraints:An Empirical Analysis[J]. Journal of political Economy，1989，97
2.尹世杰.中国农村居民消费的几个问题[J].湖南农业大学学报（社会科学版），2001（1）
3.李锐，项海容.不同类型的收入对农村居民消费的影响[J].中国农村经济，2004（6）
4.李谷成，冯中朝.中国农户消费—收入结构的实证分析[J].农业技术经济，2004（6）
5.胡绪华.基于误差修正模型的江苏农村居民消费与收入研究[J].商业研究，2009（12）
6.刘晓红.后危机时代江苏农村居民消费结构模型研究[J].商业时代，2011（20）
收入与消费论文篇9
理论文献中的社会保障与消费
（一）经典理论文献中的社会保障与消费
在西方经典理论文献中，涉及社会保障与消费之间关系的理论主要有绝对收入假说、生命周期理论、永久收入理论和预防性储蓄理论。1936年，在《就业、利息和货币通论》一书中，Keynes表述了通过社会保障体系将收入由边际消费倾向较低的高收入者转移给边际消费倾向较高的低收入者，会提升社会总体消费水平的观点。20世纪50年代，Modiglian的生命周期假说和M.Friedman的永久收入消费理论基本上同时发展起来。前者以在一生中平滑消费来解释居民消费和储蓄行为，认为社会保障体系越完善、水平越高，人们的储蓄意愿也就越弱，消费率就会越高。后者则将社会保障视作永久收入，并以此为基础，推断以增进社会整体福利水平来改变居民收入预期进而影响居民消费，要比减免税收等暂时性的措施效果要好。1968年，Leland提出预防性储蓄理论，认为社会保障具有社会保险方面的功能，可降低居民或家庭对未来收入和支出的不确定性，进而减少谨慎性储蓄，主动扩大消费。
（二）后续理论文献中的社会保障与消费
尽管各种学说构建研究框架的假设、分析的侧重点有所不同，但大都得出了社会保障体系的建设和完善与居民消费之间呈现出正相关关系的结论，但西方也有学者对此观点持谨慎态度。1974年，哈佛大学教授Martin Feldstein发表了论文《社会保障，引致退休，资本积累》，提出了社会保障的“资产替代效应”与“引致退休效应”。“资产替代效应”是一种“挤出储蓄”的力量，而“引致退休效应”则会迫使人们为退休时期的延长进行更多的储蓄。他认为社会保障体系对储蓄和消费的影响将取决于“资产替代效应”与“引致退休效应”的净效应。
经验文献中的社会保障与消费
（一）得出正相关结论的经验研究
在提出了“资产替代效应”与“引致退休效应”后，Feldstein还以美国1929年至1971年的数据对此观点进行了实证研究。研究结果表明，美国的现收现付公共养老金计划使储蓄降低了大约50%，显然在美国“资产替代效应”大于“引致退休效应”。1994年，Jonathan Gruber对失业保险和消费之间的关系进行了实证研究。他研究的方法十分独特，分别考察了有失业保险和没有失业保险两种条件下失业期间消费的下降情况。根据他的研究，如果没有失业保险，失业期间消费将下降21%，如果有失业保险，消费仅下降7%。1999年，Ndikumana与Allene利用67个国家七个年份的截面数据，对收入分配和消费规模进行了回归分析，结果发现收入分配均等程度较高的国家，经济增长率和消费总水平也相对较高。而社会保障本身就具有重要的调节收入分配的功能，通过社会保障体系转移收入，有利于提高消费。2005年Wouter Zant在荷兰所做的研究也得出了相似的结论。
（二）得出负相关结论的经验研究
1965年，Phillip Cagan利用1958-1959年消费者联盟中15000位会员的数据来分析养老金对储蓄的影响，发现参加养老金计划会唤起人们的退休欲望，从而增加储蓄，减少消费。1975年，Blinder运用美国1949-1972年的时间序列数据进行实证研究，得出了收入分配调整对居民总消费需求没有显著影响的结论，这也就意味着通过社会保障体系缩小收入差距，进而提高消费水平的渠道在这一时期并不顺畅。
综上所述，国外学术界对于社会保障与消费之间关系的研究仍是在不断发展与完善的。虽然主流观点倾向于社会保障对居民消费有积极的促进作用，但并未取得结论上的完全一致。这一方面源于模型的框架、解释变量的选用和研究方法的不同，另一方面则是源于各国社会保障体系本身存在着重大差异。
我国关于社会保障与消费之间关系的研究
1999年是我国社会保障制度改革的分水岭，而关于社会保障与我国居民消费之间关系的研究也自1999年分为两个阶段，具体如下：1999年之前，学者们大多以绝对收入假说、生命周期和持久收入假说为理论框架，1999年之后，学者们一般以预防性储蓄理论为研究基础。1994年，臧旭恒考察了计划经济体制下的居民消费行为，认为居民消费和传统福利保障之间存在着正相关关系；1999年，赵新安、程义全对我国城镇居民消费倾向的变化和社会保障费用支出的变化进行了分析，发现二者的变动趋势基本一致。总体来说，这个时期研究的内容相对简单、直观。1999年，宋铮对1985-1997年的数据进行回归分析，认为未来收入的不确定性是影响中国居民储蓄的最主要因素，而要想启动居民消费，首先要启动居民未来的收入预期。2000年，龙志和、周浩明基于预防性储蓄理论，对1991-1998年我国居民的储蓄行为进行分析。结果显示这九年间，居民储蓄的预防性动机明显，未来收入的不确定性越大，储蓄的规模也就越大，消费也会随之萎缩。这两项研究均从谨慎性储蓄的角度肯定了社会保障对消费的积极影响。2006年，韩冰等利用2002年全国各地区消费和收入的横截面数据，得出了社会保障支出与居民消费之间的相关系数为0.171125，仅排在居民可支配收入这一影响因素之后。
除了对全国的情况进行分析外，学者们也考虑到我国社会保障体系的二元性，做了具有针对性的研究。2001年，王丽娜通过对比分析，发现在我国农村地区，由于传统福利被打破而新的社保体系还远不完善，农村居民消费占居民消费的比重从1978年的62.1%下降到2001年的50.1%。2004年，冉净斐以2000年和2001年全国农村住户的调查数据为依据，得出了农村社会医疗保险有利于增加农村居民即期消费的结论。2007年，陶纪坤指出，农村居民收入偏低是制约我国农村市场消费潜力的主要因素，而农村社保网络的建立与完善可以通过直接和间接的方式增加农民收入，促进农民消费。
虽然大多数研究都肯定了社会保障对消费的促进作用，但也有学者对此表示了不同看法。如赵卫华（2004）、杨天宇和王小婷（2007）。他们均认为在我国，社会保障的“引致退休效应”要大于“资产替代效应”，因此社会保障对消费的净效应应该是负的。
我国关于社会保障与消费之间关系研究的不足
最近二十多年，发达国家对社会保障和消费的理论研究又有了新的进展，给我国相关研究提供了模版和范例。而我国不同于发达国家的经济增长模式、体制改革背景也要求我国学者不能照搬国外的理论，必须结合我国实际情况进行研究。由于我国社会保障与消费之间关系的研究长期处在学习和探索阶段，存在着一些不足和薄弱之处，主要体现在以下三个方面：
（一）新兴消费理论在国内的适应性研究
20世纪80年代末，缓冲库存储蓄理论和目标储蓄理论相继出现，把收入冲击、流动性约束、目标性消费等因素纳入分析框架内，这不仅丰富了储蓄理论，也延展了社会保障与消费之间关系的研究，但国内的相关研究较少。2002年，朱国林等曾经从生存性消费、遗赠储蓄和预防性储蓄动机出发，建立了一个研究消费的理论框架，但这三大动机和目标性消费动机在内涵上有不小的差距。因些可以说，国内对预设消费目标和流动性约束条件下社会保障影响消费的机理分析还很不成熟，并且也缺乏这方面的实证研究。
（二）社会保障与农村居民消费研究
从1991年到2009年，农民人均纯收入快速增长，由708.6元增加到4760.62元，农村市场也就自然而然的被看作是危机之际拉动内需的主要力量。完善农村社会保障网络，提高农村社会保障水平也就具有了特殊的意义。2010年的中央财政预算，已经把农村社会保障作为拉动内需、保障民生的重点来投入，中央财政安排的农村低保、新农合、农村医疗救助等方面的补贴资金有较大幅度增加，也为新农保试点预留了资金。但与此相对应的是我国关于农村社会保障与农村居民消费之间关系的研究相对滞后。到目前为止，农民工和失地农民的社会保障仍在理论和实践的探索中，也缺乏对农村低保、新农合、农村医疗救助等不同类型的社会保障方式影响农村居民消费的比较研究。
（三）社会保障对不同收入阶层居民消费的影响研究
伴随着改革开放，我国收入分配差距急剧扩大。2006年，世界银行认定中国的基尼系数达到了0.47，越过了0.4的警戒线。而在理论研究中，收入增长和收入分配对消费的影响并未达成一致。Keynes的经典理论认为在收入增长的过程中边际消费倾向递减，但炫耀性消费理论却给出了边际消费倾向递增的消费函数（Walther，2004）。因此，对社会保障与我国各阶层消费之间的关系也不能一概而论。但由于社会阶层的界定比较复杂、各阶层社会保障数据可得性也较差，国内不论是运用时间序列数据展开的长期研究，还是利用截面数据进行的短期研究都比较薄弱。
参考文献：
1.Wouter Zant.Social security wealth and aggregate consumption:An extended life-cycle model estimate for the Netherlands[J]. De Economist,2005
2.Levchenko A. Financial Liberalization and Consumption Volatility in Developing Countries [J]. International Monetary Fund Staff Papers, 2005,(2)
3.Feldstein.Social Security, Induced Retried and Aggregate Capital Formation[J]. Journal of Political Economy,1974,(82)
4.Cagan, Phillip. The Effect of Pension Plans on Aggregate Saving:Evidencefrom a Sample Survey[M].New York:Columbia Univ. Press,1965
5.臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海三联书店，1994
6.宋铮.中国居民储蓄行为研究[J].金融研究，1999（6）
7.冉净斐.农村社会保障制度与消费需求增长的关系研究[J].南方经济，2004（2）
收入与消费论文篇10
我们知道，收入增加，消费就会增加。收入增加1元，消费会增加多少呢？以广东为例，经过计算，收入增加1元，广东城镇居民的消费增加0.75元，广东农村居民的消费增加0.70元。笔者运用凯恩斯消费函数理论，通过几何画板软件得出广东消费与收入的函数关系，计算1998年以来广东城镇居民的消费与《广东统计年鉴》的数据最大误差在3%左右，广东农村居民的消费与《广东统计年鉴》的数据最大误差在4%左右。
一、消费函数概述
1.凯恩斯（J.M.keynes）的绝对收入假说。1936年英国经济学家J.M.凯恩斯在《就业、利息和货币通论》一书中提出消费函数的概念，他认为消费函数是指反映消费支出与影响消费支出的因素之间的函数关系式。凯恩斯理论假定，在影响消费的各种因素中，收入是消费的唯一的决定因素，收入的变化决定消费的变化。随着收入的增加，消费也会增加，但是消费的增加不及收入的增加多。如果消费和收入之间存在线性关系，则消费函数可以表示为：C=C0+bY，式中，C为消费，Y为收入，C0为自发消费部分，b为边际消费倾向是一个常数，b和Y的乘积表示收入引致的消费。因此，整个公式的经济含义是：消费等于自发消费与引致消费之和。（1）边际消费倾向是消费曲线上任一点的斜率；（2）0
2.杜森贝利（J.S.Duesenberry）的相对收入假说[1]。杜森贝利认为，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，同时，一方面受周围人群的消费行为、收入水平、消费水平的影响；另一方面，消费者的消费支出也受过去曾达到的收入水平和
消费水平的影响，消费者一旦维持过一个较高的消费水平，该消费水平难以随收入的减少而降低，这种现象被称为消费的“不可逆性”，也称“棘轮效应”。相对收入假设的消费函数表示为：Ct=α0Yt+α1Yt-1+μt，其中，Yt表示当期收入，Yt-1表示前期收入。
3.莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期假说。莫迪利安尼认为，消费者是理性的，他使用一生的收入，安排一生的消费，受一生中总消费等于总收入的预算约束，追求消费效用的最大化。因此，消费者现期消费不仅与现期收入有关，而且与消费者以后各期收入的期望值、开始时的资产和个人年龄大小有关。消费函数表示为：Ct=α1Yt+α2At+μt，其中，Yt表示当期收入，At表示t时刻的资产存量，0
4.弗里德曼（M.Friedman）在《消费函数理论》中提出持久收入假说。认为人们在消费时不是依据短期的实际收入，而是依据长期、持久收入，既包括前期收入，也包括以后各期期望收入。消费与收入的关系为：Ct=α0 +α1YPt+α2 Ytt +μt，其中，YPt表示持久收入，Ytt表示t时刻收入。
此外，霍尔（Hall，Robert E.）将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说，提出了随机游走假说；20世纪80年代中期以后，有人提出预防性储蓄假说和流动性约束假说等等。
二、广东的消费函数
选取1998—2011年广东城镇居民的人均可支配收入和人均消费性支出（见表1），将表1中这两组数据输入几何画板软件，可绘制出以下散点图（见图2），图2中，X轴是广东城镇居民人均可支配收入，Y轴是人均消费性支出，图2中每个点的旁边是人均消费性支出。从图2中可直观地看出两者具有较好的线性关系，在这些点之间可以画出一条直线，使这些点均匀地分布在直线的两侧。通过几何画板软件，可以找出这条直线的斜率以及直线和Y轴的交点。得出方程：
Y=0.75X+562.00
这就是广东城镇居民的消费函数，其中X表示收入，Y表示消费，边际消费倾向为0.75。广东城镇居民的消费函数表明可支配收入每增加1元，消费增加0.75元，自发消费（收入为零时的消费）等于562.00 大于零，边际消费倾向等于0.75 在0～1之间，符合凯恩斯消费函数理论。
和广东城镇居民消费函数的算法一样，可以得出广东农村居民的消费函数：
Y=0.70X+180.00
其中X表示收入，Y表示消费。广东农村居民的消费函数表明可支配收入每增加1元，消费增加0.70元，自发消费（收入为零时的消费）等于180.00 大于零，边际消费倾向等于0.70 在0～1之间，符合凯恩斯消费函数理论。
三、广东消费函数评价
从表1可以看出，根据广东城镇居民消费函数算出的消费支出与《广东统计年鉴》的消费支出，平均误差只有0.09%，绝对值的平均误差为1.61%，这样的结果是不错的。笔者还用微软的Word软件画出了广东城镇居民消费函数，几何画板和微软的Word软件得出的消费函数相当吻合。当没有收入时，广东城镇居民消费函数显示维持生存需要的消费为562.00元，这点钱会不会少了点？这与我们选取数据的时间段有关，我们选取数据是从1998年开始的，那时候在广州一个教授的月收入才几百元。
从表2可以看出，根据广东农村居民消费函数算出的消费支出与《广东统计年鉴》的消费支出，平均误差为0.16%，绝对值的平均误差为2.78%，这个的结果比广东城镇居民消费函数得出的结果稍差，但还是可以接受的。表2中，2005年广东农村居民消费函数算出的消费比实际消费少6.59%，是表2中误差最大的。这是因为2005年广东比全国提前一年免征农业税，一个在中国存在两千多年的古老税种宣告终结，农民消费热情高涨，农村居民人均生活消费支出比上年增长14.4%，实际增长11.4%，在这13年中仅次于2011年。
按照凯恩斯消费函数理论，随着收入增加，边际消费倾向递减。但广东的情况与之相反，广东城镇居民的边际消费倾向0.75大于农村的0.70。1946年，西蒙·库兹涅茨用美国1869—1938年长达70年的有关数据对凯恩斯的消费理论进行分析，结果显示：消费函数中边际消费倾向不随收入上升而下降，而保持在0.84～0.89之间，长期内相对稳定。库兹涅茨发现的这一关系，与凯恩斯消费函数的特性不一致，这一矛盾称为“消费函数之谜”[2]。这说明边际消费倾向递减规律作为一个长期趋势并不一定存在。
比较上页图2和图3，广东农村居民2011年的消费还没有1998年城镇居民的消费高，2011年广东城乡居民收入比为2.87∶1，城乡居民收入差距较大。因此，提高居民收入，特别是农村居民收入，大力推进城镇化建设，必将推动广东和中国经济进一步发展。
参考文献：
[1] 王兆宁.中国消费函数模型分析[J].社科纵横，2006，（9）.
收入与消费论文篇11
一、背景综述
为减弱国际金融危机对我国经济的冲击,从2009年开始,央行放开银根,放出天量信贷,欲止住经济下滑趋势。2009年全年,全部金融机构本外币中长期贷款累计新增7.1万亿元;年末余额同比增 长43.5%,比上年末加快23.4个百分点。本外币短期贷款累计新增2.3万亿元,同比多增7585亿元。票据融资累计新增4584亿元,同比少增 1845亿元。
虽然信贷量主要针对的是投资领域,但增发信贷所引起的利率与CPI变化,必然会一定程度上影响消费量。本文从费雪的跨期消费模型与莫迪利安尼的生命周期理论角度出发,理论上论证信贷量增加对消费影响存在两条渠道,并进行实证检验。
二、消费理论综述
(一)凯恩斯绝对收入假说
凯恩斯(Keynes,J.M.)在《就业、利息和货币通论》中首次提出了消费函数理论,揭示了消费与收入之间具有一种稳定的函数关系。该理论认为消费取决于当期收入的绝对水平,故被称之为绝对收入假说。该假说的基本思想是:消费随当期收入的变化而绝对地变化。随着收入的增加,消费也随之增加,但消费的增加幅度小于收入的增加幅度。用公式表示是:加幅度小于收入的增加幅度。用公式表示是:
其中,C――当前消费;Y――当前收入;a――已知常数,代表各种主观因素;b――平均消费倾向(即收入中用于消费的比例),为小于l的正数。
(二)费雪跨期消费模型
阿尔文•费雪提出了跨期消费模型。该模型认为,当人们决定消费多少和储蓄多少时,他们既要考虑现在,又要考虑未来。在作出这种取舍时,人们必须提前看到他们在未来预期所得到的收入,以及他们希望能支付的产品和服务的消费。
将现实生活中消费者所要购买的基本一篮子商品看做一个综合商品即商品C,把对商品的购买或消费分为两个时期――现在(时期1)和未来(时期2)。我们用c1、c2来表示在两个时期对该综合商品的消费,并假定它在每个时期的消费价格都为1(使得货币量m和消费数量c可以标注在同一坐标轴下),消费者在每个时期可预见的持有货币的量为(m1,m2)。此外,还假定消费者能将货币财富以利率r从时期1转移到时期2,也可将其以利率r从时期2转移到时期1(为简化起见,我们忽略存贷款利率的差额)。故消费跨时预算约束线如下:
此时,若货币投放量增多,贷款利率下降,预算约束线向左偏转,旋转到CD,此时无差异曲线重新与线段相切为Q点,可以证明,Q点必定比P点意味着相对更多的本期消费和相对更少的未来消费。根据斯勒茨基方程(如下),将因利率变动而引起的需求变动分解为收入效应和替代效应:
由上可知:当消费者原来是借贷者(即0,为正号)时,贷款利率降低(P降低)使得收入效应为正,而替代效应无疑为负时,则当期消费则可能增加或减少。
(三)弗里德曼的持久收入假说
弗里德曼(Frideman,M.)在他1957年出版的《消费函数理论》一书提出了持久收入假说(PIH)。他认为,家庭的消费主要取决于其持久收入,而不是现期收入。他把消费者的收入和消费分为两类,即“一时收入”和“持久收入”,“一时消费"和“持久消费”。“一时收入"是指瞬间的、非连续的、带有偶然性的收入;“持久收入”是指消费者可以预料到的长久性的、较稳定的收入。“一时消费”是指非经常性的消费;“持久消费”则是具有经常性质的消费。他认为只有持久收入与持久消费之间存在固定的比例关系,公式表示如下:
其中,――持久消费;――持久收入;――持久消费与持久收入之比,接近于常数。
在持久收入假说的基础上,弗里德曼认为“边际消费倾向递减规律”不一定存在,因为人们一旦愿意预支未来收入作为现期消费支持,消费倾向就会发生不规则的变化,而不一定是递减的。
(四)莫迪利安尼的生命周期假说
1954年,莫迪利安尼(Modigliani,F.)和布伦伯(Brumberg,R.)在《效用分析与消费函数:对横截面资料的一个解释》一文中,提出了生命周期假说。该理论认为,个人的现期消费不是取决于当期收入,而是取决于个人的现期收入、预期收入以及家庭所获得的财产数量。其主要内容为:一个人对于消费的安排是从一生的各个阶段的收入与消费的关系来考察的,少年时期需要借款来维持消费,壮年时期不仅要归还少年时期所借的本钱和利息还要进行储蓄以保证老年时期的消费;老年时期则靠提取壮年时期的储蓄来维持消费。公式表示如下:
其中,――消费者生命周期各阶段的现期消费;――财产收入(或称非劳动收入);――劳动收入。
公式很明显阐述了这样一个观点:消费者的消费不仅取决于他的劳动收入,还取决于他的财产收入,即取决于他的总收入或他一生的收入,现期收入对现期消费的影响很小。此外,生命周期包括预期寿命和工作期长短要影响一生中各年的消费和储蓄。
(五)蒙代尔-托宾效应
蒙代尔-托宾效应是由Mundell(1963)和Tobin (1965)分别提出的。仅从消费角度出发,该模型认为消费取决于实际货币余额水平(根据实际货币余额是财富的一部分)。这样,如果实际货币余额取决于名义利率,那么货币增长率的提高会影响,消费、投资和实际利率。
(六)时间不一致理论
不同于费雪模型中任何两期之间贴现率是一个常数的假设,实验经济学的一些结果发现,在较近的将来相邻两期的平均贴现率高于更远的将来(Benzion, Rapoport and Yagil,1989;Kirby,1997;Kirby and Herrnstein,1995)。这样的消费者具有时间不一致(time-inconsistent)的偏好,因为他们的长期计划与实际的决策是有偏差的。学者普遍从两个范式分析这个问题,双曲贴现模型(quasi-hyperbolic model)和双重自我模型(dual-self model)。
三、模型构建
根据上述理论,我们可以写出一个综合的消费函数:消费=f(现期收入,财富,预期未来收入、利率)。理论上,银行发放信贷量增加有两条影响消费的途径。一是从可贷资金市场供求角度,即利率渠道。在信贷需求不变的前提下,信贷量供给增加,则均衡利率下降。而根据费雪的经典跨期消费模型,利率下降导致相对于未来消费的现期消费价格下降,因为大多数中国居民均为储蓄者,则收入效应和替代效应有相反的效果,不能判定现期消费是否增加。二是从货币供求角度,即财富渠道。当信贷量增加时,则商业银行货币创造能力增加,货币供应量增加。在货币需求不变的情况下,这就势必导致一定程度上的通货膨胀。无论工资、物价调整的快慢,人们本来持有的实际财富量必定会缩水。根据莫迪利安尼的生命周期理论,当财富量减少时,消费也随之减少。
这样,我们推出了两条信贷量影响消费的途径,并且此二途径对消费的影响是相反的。我们还注意到,这两条途径的时滞很可能是不一样的,必须经过实证检验才能判断出两者的时滞。
四、实证检验
我们的实证检验的思路是,先验证信贷增加是否会导致货币供应量的增加,这就检验了信贷影响消费的财富渠道的第一步是否存在。再验证信贷量增加是否与利率呈反向关系,这就检验了利率渠道的第一步的存在性。最后,直接对信贷与消费的关系进行回归,检验信贷对消费的影响是否在不同的时滞下有不同的效果。数据选取时间为2007年1月至2009年12月。
(一)信贷量与货币供应量实证检验
我们选取全国银行月度新增贷款量loan与广义货币供应量M2。建立回归方程:
从回归结果可以看出,回归拟合优度较高,各个变量均通过显著性检验,且总体上对M2有较强的解释作用。因此,我们可以认为,贷款量的和货币供应量有滞后正向关系。所以我们可以接受信贷影响消费的财富渠道第一步的存在性假设。
(二)信贷量与利率实证检验
对于信贷量,我们依然选取全国银行月度新增贷款量loan;而对于利率,我们选取的是中国银行间月度同业拆借利率。得出两者的协方差矩阵如下图:
LOAN CHIBOR
LOAN 1.000000 -0.554157
CHIBOR -0.554157 1.000000
可以看出,两者的协方差为-0.554156,故可以认为信贷量与利率呈较明显的负相关。于是,我们认为信贷量影响消费的第一步也是存在的。
(三)消费渠道贷款的影响
上文已证明,信贷量反向影响利率,正向影响货币供应量。下面我们检验信贷量是否最终能这两条渠道影响消费。我们取2007年――2009年的月度消费数据和信贷数据, 首先对其进行格兰杰因果关系检验,选取滞后期为2,得到结果:
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 03/18/10 Time: 13:37
Sample: 2007M01 2009M12
Lags: 2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability
LOAN does not Granger Cause CO 34 3.04851 0.06286
CO does not Granger Cause LOAN 1.07088 0.35587
由上结果,我们可以以6.29%的风险概率拒绝“贷款不是消费的格兰杰原因”,可以认为信贷引起消费量的变化是合乎事实的。
既然已经从理论和实证上证实了信贷对消费量的影响确实存在,那么接下来需要对其进行回归,来检验其影响的数量程度。从经过多次实验的结果看,滞后9期的信贷量和CPI呈正相关,滞后14期的信贷和消费呈负相关,这在一定程度上分别解释了信贷对消费的短期和长期影响,回归后关系如下式:
回归结果说明,滞后9期的信贷量对消费有正向解释作用,滞后14期的信贷量对消费有方向解释作用。具体来说,滞后9期的信贷量每增加一单位,则消费增加0.185个单位;滞后14期的信贷量每增加一个单位,则消费减少0.205个单位。这就证明了信贷量对消费影响两条渠道的存在性。因为只有利率渠道才可能使消费增加,所以滞后9期的信贷量对消费的影响是通过利率渠道,且实际利率下降对当期消费的替代效应大于收入效应,使当期消费增加。而滞后14期的信贷量对消费的影响是通过财富渠道,使消费减少。并且我们还可以得出,财富渠道的时滞为14期,滞后于利率渠道的9期。
五、结论
根据以上理论分析和实证检验,我们认为信贷量增加对消费的影响确实存在两种渠道,即利率渠道和财富渠道,其中利率渠道的替代效应大于收入效应,使消费增加,财富渠道使消费减少,并且财富渠道的时滞要长于利率渠道。因此,要想最大限度地发挥信贷量增加对消费的拉动作用,必须使消费者感知到当期消费相对于未来消费变便宜,并且必须尽量抑制通货膨胀,使消费者实际财富并无多大下降。
收入与消费论文篇12
近几年，贵州省的经济实现两位数发展，但消费却增长缓慢。消费是社会生产的最终目的，也是经济发展的强大动力。2008年欧美金融危机以后，在国外市场疲软的情况下，内需变得越来越重要。如果消费跟不上就会阻碍经济的进一步发展。如何扩大内需、拉动消费又再一次被提上日程，成为大家关注的课题。经济学中几乎所有的消费理论都认为，收入是最主要的影响因素，收入的变化决定着消费的变化。因此，本文从收入的不同角度来探讨其对消费的影响。为了剔除价格变动的影响，在研究贵州城镇居民收入与消费问题时，将消费和收入指标均按1978年可比价格进行计算。文章中所采用的数据都是根据中华人民共和国国家统计局官方网站的数据计算而得。改革开放到现在，我国主要经历了两个发展阶段：一是1978―1997年，此时总需求大于总供给，处于供给短缺状态，无论是居民收入、消费还是价格都是高速增长时期；二是1998至今，此时总需求绝大部分时间小于总供给，收入增长速度下降[1]。因此，以1997年为界点分成1978―1997年和1998―2012年两个阶段来进行分析。
一、现期收入对消费支出水平的影响
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中提出了第一个消费函数，开创了应用消费函数理论研究消费问题的先河，他的消费函数理论被后人称之为“绝对收入假说”[2]。凯恩斯的消费函数理论及消费倾向递减规律被许多早期的实证研究所证实。但是，由于经济生活的复杂性，他的这种理论和观点同样不可避免地受到挑战。西蒙・库兹涅茨按交叠的十年发表的1869―1938年美国国民收入分产品估计表明，平均消费倾向并没有随收入而稳定下降，而是一直保持着稳定，除1924―1938年外，其余年份均保持在0.84―0.89之间。这便是著名的“库兹涅茨反论”，他否定了凯恩斯的平均消费倾向随收入上升而递减的论断。这样看来，在长期中消费与收入则会形成一个固定的比例，消费函数的形式就将得到改变，即表现为没有截距项的过原点的函数形式[2]。“库兹涅茨反论”应是对凯恩斯理论的一种修正。
我国学者实证分析表明，1978年以前，居民现期消费主要取决于现期收入；1978年以后，由于居民消费行为的外部环境条件的变化，居民现期消费与现期收入之间的关系有所变化，但现期收入对消费仍有很大的解释力（臧旭恒，1994）[3]。现在我们利用贵州省城镇居民消费的数据来分析居民现期收入与现期消费的关系。这部分使用的数据是1978―2012年贵州省城镇居民人均可支配收入与人均消费支出，已按1978年的可比价格进行换算。
回归模型表明，贵州省城镇居民有较为稳定的消费倾向，现期消费支出与现期收入有着较为稳定的比例关系，平均每增加1元可支配收入，1978―1997年间将有0.745元用于增加当期消费，而1998―2012年间有0.6元用于增加当期消费，这说明他们的长期边际消费倾向很高。这段时间贵州省城镇居民增加的可支配收入近2/3被消费掉了，用于储蓄的部分只占1/3，这大大地推动了贵州省商品交易市场的繁荣。
二、过去收入对消费支出的影响
过去收入是指过去的时间里人们所得到的收入，这里指贵州省城镇居民过去年份所取得的可支配收入。过去收入又称为滞后收入，根据过去时期的长短又可分为滞后一期收入，滞后二期收入……关于滞后收入对现期消费的影响，有许多学者对此进行了研究。霍尔在其“随机游走”的模型中将滞后收入与滞后消费同时纳入回归模型对即期消费进行回归，得出结论是过去收入的系数并不显著，他认为滞后消费对即期消费更有解释力[2]。臧旭恒（1994）对霍尔的随机游走模型进行了检验，构造滞后一期消费支出与滞后收入的模型，即
臧旭恒分别用1978―1991年全国城镇居民与全国农村居民的数据对模型进行了回归，全国城镇居民的回归结果拒绝了霍尔的“随机游走”假说，因为滞后一期收入系数仍然显著。这表明，滞后收入仍然对现期消费有很好的解释力，而同时，滞后一期消费支出系数并不显著，表明滞后一期消费支出对现期消费没有解释力。全国农村居民的回归结果则证实了霍尔的“随机游走”假说，即以滞后消费和滞后收入作为自变量的回归中，滞后收入变量有一个微小的、负的系数，滞后收入变量对农村居民消费支出解释力不足。根据臧旭恒的回归结果可以得出的结论是：城镇居民和农村居民有着不同的消费行为特征。城镇居民因为有相对稳定的收入，这使得他们能够根据过去的收入情况预测将来收入情况，并以此安排消费支出。虽然由于经济体制改革的进一步深化使城镇居民收入的不确定性增加，但相对于农村居民还是较为稳定的。农村居民则对过去形成的消费经验更为依赖，根据过去的消费习惯来安排消费支出。
贵州省城镇居民消费行为是否也呈现出这样的情况呢？即他们的当期消费支出是否与滞后收入或是滞后消费支出有关？如果消费支出与滞后消费有关，而与滞后收入并没有关系，则说明当期消费支出取决于贵州省城镇居民的过去消费经验，那么要促进消费支出的持续增长，则需要更多的从改变贵州城镇居民的消费习惯开始。如果贵州省城镇居民的消费支出更多的表现为与滞后收入有关，则说明贵州省城镇居民对过去的消费习惯并不依赖，而更多的是根据过去的收入情况来决定消费支出。这也将从另一方面反映出过去收入可能并不仅仅作为一种过去的收入状态而存在，而且有可能形成了一种城镇居民对将来收入的预期。过去收入作为一种将来的预期收入而存在。在这一部分将通过有关数据分析滞后收入与滞后消费对贵州城镇居民现期消费的影响。检验贵州省城镇居民的消费是否遵循“随机游走”假说，探寻过去收入对现期消费的影响，它可以反映贵州省城镇居民的消费是否受到预期的影响。建立模型如下：
从模型的回归结果看，1978―1997年滞后一期消费支出系数并不显著，但滞后一期可支配收入对现期消费支出却有很好的解释力，这显然拒绝了霍尔的“随机游走”假说，与臧旭恒回归的1978―1991年全国城镇居民的情况相同。过去一期收入每增加1元贵州省城镇居民的消费支出也将增加1元，比现期收入具有更高的边际消费倾向，说明贵州省城镇居民更加在意过去一期的收入情况。由于这段时期城镇居民收入增长非常快，所以其成为了人们的一种稳定的收入预期，再加上传统的社会保障体系还基本健全，居民消费没有后顾之忧，所以边际消费倾向很高。1998―2012年常数项、滞后一期消费和滞后一期收入系数均不显著，说明这段时期他们对收入的影响不显著。原因是此时收入增长速度放缓，再加上涉及民生的企业、教育、医疗和社会保障体系等改革进入到攻坚阶段，这些改革使得人们的不确定性增强，所以人们更加注重现在未来，而不是过去。
三、工资性持久收入和暂时收入
按照弗里德曼的持久收入消费理论，居民收入可分为暂时收入和持久收入两个部分。由于暂时收入的增加是不确定的，居民会倾向于将这部分收入用于储蓄，居民消费是持久收入的稳定函数。随着经济体制改革进程的深入，市场经济的成分逐渐加大。居民收入快速增长，但长期以来人们习惯视为持久收入的体制内基本工资增长并不快，主要是体制外的收入增长很快（刘岚芳，1999）[4]。以工资性收入代表持久收入（Yt），人均年实际收入与持久收入的差为暂时收入（Yt）。改革开放初几乎占人均实际收入100%的持久收入经历了1985年的放权让利，降到80.44%，之后一直下降。尽管2000―2007年由于贵州省政府机关和企事业单位进行工资上调使这一比例有所上升，到2007年这一比例为70.03%，之后却一直呈现下降趋势，2012年降为61.41%。
从分析结果来看，工资性持久收入基本用于消费支出，即每增加1元的持久收入，两个阶段分别有0.845元和0.662元用于当期的消费支出，这一比例较高，表明贵州省城镇居民愿意将这种较为稳定的收入大部分消费掉。暂时收入也对消费支出有影响，暂时收入每增加1元，将有两个阶段分别有0.671元和0.360元用于当期消费支出。1980―1997年间人们更加注重消费，无论哪种收入都对消费产生重要的影响，但1998―2012年间这种状态发生了变化，无论哪种收入对消费的影响都在减弱，人们更加注重储蓄而不是消费，以预防由于改革所带来的不确定性。
结论和建议：1978―1997年，现期收入、滞后一期收入、工资性持久收入和暂时收入都对消费产生重要影响，滞后一期消费对现期消费没有产生影响；1998―2012年，现期收入、工资性持久收入、暂时收入对消费产生重要影响，滞后一期收入和消费对现期消费没有产生影响。可以看出，第一阶段由于人们预期稳定，收入增长迅速，所以消费支出高；第二阶段由于收入增长放慢以及受到改革所带来的不确定性影响，消费减弱。因此，一方面应大力提高居民的收入增长速度，另一方面应加强社会保障体系的健全，减少人们的不确定性，稳定人们的预期，激发其消费欲望。
参考文献：
[1] 徐连仲.改革开放经济运行四大阶段[J/OL].t望新闻周刊，2013，（8）.
收入与消费论文篇13
随着我国经济的发展，人们生活水平的提高，珠宝等奢侈品已逐步进入了人们的生活，而且收入的增加自然也会促进珠宝首饰的消费，本文就珠宝里具有一定代表性的一个大类――钻石为研究对象，利用1990-2007年来的数据，对我国钻石的消费与国民的人均收入的数量关系，做一个实证的研究。我们将借助20世纪80年展起来的协整理论，动态经济模型来尝试得出具体的钻石消费方程式并进行定量的分析，探讨我国钻石年消费金额（以下简称为钻石消费yt）与国民人均年收入（以下简称人均收入xt）之间的计量经济学关系。
二、人均收入与钻石消费的一元线性回归（OLS法）
本文所考察的是我国居民的人均收入与钻石消费之间的关系，根据《中国统计年鉴》统计年鉴各卷，整理出各年国民收入与行业里有关钻石的消费的数据（见表1）。全年国民人均收入yt及对数形式lyt；我国全年钻石消费金额xt及对数形式lxt。
由图1可知，2002年以前人均收入与钻石消费增长得比较缓慢，从2002年开始，增长加速，增势明显，可以看到，人均收入与钻石消费始终保持同步增长，但2002年以前两者增长的关系更为紧密，从2002年开始收入与消费之间的差距开始扩大，但仍能保持共同增长的趋势。它们的对数形式也有同样的趋势。从两者的走势可明显地看出呈现同向变动的趋势，通过Eviews3.1计算可知：
Y=-21.82721248+0.01281833239*X……①
t（-2.964163）（16.00205）
R2=0.941191DW=0.306007
F=256.0655
相关系数为0.941191，可见二者高度正相关。
对xt，yt进行单位根检验（ADF检验）。
要研究人均收入与钻石消费是否具有长期的均衡关系，首先要对其平稳性进行判断，即对两个时间序列xt，yt进行平稳性检验，Eviews3.1计算得可知：对于序列xt，yt单位根检验均为为非平稳序列，而对于xt，yt时间序列，如果均为非平稳序列，OLS法进行回归的出的将是伪回归（Spurious regression），即①式是伪回归方程。再对xt，yt进行Engle-Granger协整检验（见表2）。
随机误差项{e}并不是白噪声（White noise）过程，是非平稳的，因此可以得出结论，人均收入与钻石消费并不存在协整关系，即在1990-2007年期间，钻石的消费和人均收入之间不存在长期的均衡关系。
三、人均收入和钻石消费的动态经济学模型
在实际经济生活中，当期的钻石销售不仅会和人们的当期收入，也会和前期的收入相关。基于这种思考，使我们运用动态经济的分布滞后模型来考察xt，yt。本文应用阿尔蒙多（Almon）分布滞后模型来进行测试，实践中一般情况选取3次多项式，经过反复测算。得到以下动态经济模型――阿尔蒙多（Almon）分布滞后模型为：
Y=-33.92093+0.04378*X-0.06316*X（-1）+0.07362*X（-2）-0.04606*X（-3）……②
（-5.603776） （3.51766） （-2.07724）（2.34103） （-3.16213）
R2=0.9755 DW=1.186 F=140.39 Sum of Lags=0.00818
对②式模型White检验和BG检验（见表3、表4）。
对以上阿尔蒙多（Almon）分布滞后模型②式进行检验可知，不存在异方差和自回归。模型拟合的也较好R2已达0.9755。回归方程②即为我国钻石消费的动态经济模型。
四、格兰杰因果检验（Granger causality test）
对人均收xt和钻石消费yt进行格兰杰检验，计量经济学家们通过推导得知，只有平稳的序列用F检验得出结论才是可靠的。于是本文采用了人均收入和钻石销费的对数（经ADF检验lyt，lxt均为平稳序列）来进行格兰杰检验，得到如下给论（见表5）：
格兰杰检验说明：有80.8%的显著水平认为，lx是lyt的格兰杰原因，即人均收入的增加是钻石销费增加的格兰杰原因。
五、结论
1990-2007年期间，人均收入与钻石消费不具有协整关系，即不具有长期的均衡关系。但长期来说，人均收入的增长对钻石的消费的增长有着重要影响，要想提高钻石消费，只有提高国民的人均收入。
由动态滞后回归方程②式可知当人均收入为0时，钻石的消费为-33.92093，符合实际经济意义。回归方程中X的系数0.04378是短期（即期）乘数，表示当期的人均收入增加1个单位时，钻石销售会增加0.04378个单位，X（-1），X（-2），X（-3）的系数为动态（延迟）乘数，反映的分别是滞后一期、滞后二期和滞后三期的人均收入每增加1个单位，当期钻石销售将会减少0.06316，增加0.07362和减少0.04606个单位。这4个系数之和为0.00818则为长期（均衡）乘数，总体上说由于滞后效应，当人均收入增加1个单位，则钻石销售的平均总增加0.00818个单位。可以看到，随收入的增加，钻石消费也会相应的增加。
本文利用钻石消费与人均收入的分布滞后关系，建立了钻石消费与人均收入的动态经济学模型――阿尔蒙多（Almon）滞后模型，为我国珠宝业中的钻石消费是如何随国民人均收入的提高而增长提供了一些参考。
参考文献：
