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消费与收入关系的实证分析

消费与收入关系的实证分析

【摘要】首先，我综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而建立了理论模型。

然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。

最后，对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。

一．问题的提出

随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。

联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。

投资的增加促使了商品的多元化快速发展。

90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。

我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。

与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。

在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。

针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。

二．经济理论陈述

<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说

（一）凯恩斯绝对收入假说

APC=C（y）/yMPC=

（y）

有

（2）

由

，可知

有

，即收入的平均消费倾向递减。

绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式

此时MPC=bAPC=

，函数

（二）杜森贝利相对收入假说

1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。

2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。

即

表示过去最高消费水平，对APC有C/y=

过去最高收入水平。

（三）弗里德曼持久性收入假说

该假说把收入y分解为持久性收入

和暂时性收入

，把c分解为持久性消费

和暂时性消费

，有

假定：

2、

k是由利息率r，消费者非人力资本财富w其他因素u决定的，认为k通常是相对稳定的常熟。

所以：

消费函数

下，函数形式

成为费里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。

〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论

（一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总

消费支出中所占的比例关系。

它是居民消费行为的重要内容。

消费结构根本上说

是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。

研

究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提

供理论依据，以促进经济发展有重要意义。

西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种，

（1）按吃、穿、住、用划分；

（2）按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务

（3）按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。

消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。

恩格尔定

律揭示了两者的关系，用恩格尔系数=

，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。

（二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化

（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。

（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。

（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化。

（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。

（三）消费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展的

不同水平决定的。

低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发展阶段吃穿退

居次要地位，耐用消费品占主要地位；高级阶段上物质生活消费退居次要地位，

文化精神生活消费上升为主要内容。

（四）.城镇居民消费模型的建立与估计目前国际上广泛采用“线性支出系统”或“扩展线性支出系统”（ExtendedLinearExpenditureSystem缩写为ELES）建立模型。

线性支出系统是英国经济学家斯通（R·stone）于1954年提出的,是用效用函数直接推导出的一种较为复杂的需求系统研究（也称消费结构研究）。

1973年经济学家路迟（C·Lluch）在线性支出系统基础上作了两点改进,又提出了扩展线性支出系统。

ELES用模型表示为PiXi=PiX0i+

*i（Y-ΣPiX0i）

i=1,2,…,n;0<

*i<1Σ

*i<1

式中:

PiXi——第i种商品人均消费总支出额;PiX0i——第i种商品基本需

求量（最低限度消费量）;Y——人均可支配收入;ΣPiX0i——人均基本需求总支

出;

*i——第i种商品的边际消费倾向;1-Σ

*i——边际储蓄倾向。

模型可解释为:

给定居民的收入水平Y,他们首先购买各种基本消费品PiX0i。

三、相关数据收集

在进行实证分析的过程中，所需要的数据，应是能够度量收入对消费倾向的影响的指标。

在收入指标和消费倾向的选择上，我所用的数据均来源于《中国统计年鉴》所设模型的样

本容量为30个左右，对于一元回归分析计算要求和目已经足够了。

表一.1999年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出

变量

各地区

X收入

Y1（食品支出）

Y2（衣着）

Y3（医疗保健）

Y4（住房）

北京

9182.76

2959.19

730.79

513.34

199.23

天津

7649.83

2459.77

495.47

302.87

222.26

河北

5365.03

1495.63

515.90

285.32

110.25

山西

4342.61

1406.33

477.77

208.57

97.22

内蒙古

4770.53

1303.97

524.29

192.17

105.27

辽宁

4898.61

1730.84

553.90

279.81

97.98

吉林

4480.01

1561.86

492.42

218.36

97.42

黑龙江

4595.14

1410.11

510.71

277.11

84.67

上海

10931.64

3712.31

550.74

346.93

292.32

江苏

6538.20

2207.58

449.37

211.92

156.91

浙江

8427.95

2629.16

557.32

435.69

272.57

安徽

5064.60

1844.78

430.29

126.33

90.69

福建

6859.81

2709.46

428.11

160.77

210.48

江西

4720.58

1563.78

303.65

107.90

319.23

山东

5808.96

1675.75

613.32

219.79

157.82

河南

4532.36

1427.65

431.79

208.14

239.95

湖北

5212.82

1783.43

511.88

201.01

274.96

湖南

5815.37

1942.23

512.27

206.06

278.65

广东

9125.92

3055.17

353.23

356.27

556.70

广西

5619.54

2033.87

300.82

157.78

300.13

海南

5338.31

2057.86

186.44

171.79

74.29

重庆

5895.97

2303.29

589.99

236.55

153.08

四川

5477.89

1974.28

507.76

203.21

179.63

贵州

4934.02

1673.82

437.75

153.32

132.52

云南

6178.68

2194.25

537.01

249.54

203.62

西藏

6908.67

2646.61

839.70

209.11

69.04

陕西

4654.06

1472.95

390.89

259.51

274.17

甘肃

4475.23

1525.57

472.98

219.86

88.19

青海

4703.44

1654.69

437.77

303.00

114.34

宁夏

4472.91

1375.46

480.89

317.32

55.77

新疆

5319.76

1608.82

536.05

235.82

166.81

表二.1995年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出

变量

各地区

X收入

Y1（食品支出）

Y2（衣着）

Y3（医疗保健）

Y4（住房）

北京

6235

2436.48

757.2

147.76

122.57

天津

4929.53

2117.14

499.69

97.36

94.9

河北

3921.35

1433.76

488.77

118.46

88.77

山西

3305.98

1267.17

437.46

84.59

62.83

辽宁

3706.51

1615.29

566.52

106.37

57.18

吉林

3174.83

1330.41

449.24

101.5

58.09

黑龙江

3375.21

1338.58

525.1

118.48

53.23

上海

7191.77

3120.33

561.1

112.82

114.03

江苏

4634.42

1957.25

483.28

73.56

118.43

浙江

6221.36

2476.21

605.68

196.29

191.1

安徽

3795.38

1697.66

423.32

49.21

69.04

福建

4506.99

2413.84

379.16

57.35

84.04

江西

3376.51

1476.31

282.38

52.62

142.93

山东

4264.08

1484.39

570.83

107.25

82.17

河南

3299.46

1338.93

437.45

96.97

52.12

湖北

4028.63

1680.6

532.36

88.42

100.08

湖南

4699.23

1898.07

481.06

108.72

112.57

广东

7438.7

3003.05

421.73

205.39

325.22

广西

4791.87

2061.47

355

99.02

147.03

海南

4770.41

2228.94

242.42

98.48

125.84

四川

4002.92

1760.26

459.03

104.99

86.86

贵州

3931.46

1748.58

390.87

77.91

72.9

云南

4085.11

1808.71

438.57

141.26

82.47

陕西

3309.68

1339.57

386.22

119.78

81.56

甘肃

3152.52

1353.01

370.08

102.96

74.68

青海

3319.85

1507.03

408.86

132.02

28.99

宁夏

3382.81

1331.12

491.21

130.5

34.23

四.计量经济模型的建立

我建立了下述的一般模型：

Yi=

+βX+Ｕt（i=1,2,3,4）

其中

Yi——各地区城镇居民平均第i种物品消费

Ｃ——常数项

β——代定参数

X——各地区城镇居民平均收入

Ｕt——随即扰动项。

五、模型的求解和检验

我分别利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有自相关和异方差影响的方程，进行修正后再来估计参数。

各方程如下：

Y1=28.26117+0.341614X

（0.229796）（16.93639）

=0.908162F=286.3414DW=1.342728

Y2=359.6067+0.02296X

（4.524146）（1.688777）

=0.08998F=2.851967DW=1.697139

Y3=52.46606+0.032013X

（1.118259）（4.240647）

=0.382757F=17.88309DW=1.304749

Y4=17.45969+0.0.034105X

A（0.281288）（3.350183）

=0.279032F=11.22DW=1.46219

〈一〉．经济意义的检验

从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC应满足

0〈MPC〈1，根据OLS回归所得：

=0.341614，

=0.022016，

=0.03263，

=0.034105，均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。

是样本回归方程的斜率，它表示我国城镇居民的边际消费倾向，说明年人均

可支配收入每增加一元，将有

元用于消费支出，C是样本回归方程的截距，它表示

不变可支配收入影响的自发消费行为,其符号与大小均符合经济理论和目前我国的实际情况。

〈二〉、统计推断的检验

（一）收入对食品支出的影响

=0.908162说明总离差平方和的90.8163%被样本回归直线解释，仅有不足10%

未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。

t=16.93639查表t0.05=2.045t>t0.05n-2=29，说明收入增加对食品支出

影响显著

（二）收入对衣着支出的影响

=0.08998模型整体拟合优度较差

t=1.688777

（三）收入对医疗支出的影响

=0.382757模型整体拟合优度较差

t=4.240647>t0.05可支配收入对医疗指出有显著影响

（四）收入对住房支出的影响

=0.279032模型整体拟合优度较差

t=3.350183>t0.05可支配收入对住房支出有显著影响

〈三〉、计量经济的检验

（一）多重共线性检验

因为在我的模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。

（二）.异方差性的检验

运用Goldfeld-Quandt检验，

将的样本观测值按升序排列，的样本观测值按原来与的对应关系排列，略去中心约

1/4即8个样本观测值，将剩下的22个样本观测值分成容量相近的两个子样本，每个

子样本观测值个数分别为12，10，将所得结果列表如下：

Yi

Y1（食品支出）

Y2（衣着）

Y3（医疗保健）

Y4（住房）

E1（1---12）

E2（20—30）

132193.94

486805.5

48448.63

189943.6

40318.87

57030.87

77544.15

117995.3

F

3.6825110689

3.9205153

1.41449574

1.5216531

查表知F（10,10）（0.05）=2.98,

经比较，发现y1与y2存在异方差性，y3,y4不存在异方差性用加权最小二乘法WLS进行修正。

1.修正y1（权重

）

2．修正y2（权重

）

同时：

在graph作图（

与x）分别如下：

随x的变化

没有明显系统性变化，所以从图可以看出异方差性基本被消除，新方程如下：

=31.64204+0.342483x

=373.5313+0.021704x

（三）.自相关的检验

用DW法检验方程的自相关性，各方程DW值列表如下：

Yi

Y1（食品支出）

Y2（衣着）

Y3（医疗保健）

Y4（住房）

d-w

1.885189

1.850053

1.394246

1.465219

ρ值=1-dw/2

0.302377

0.2673905

查表得Du=1.496Dl=1.3634-Du=4-1.496=2.5044-D1=4-1.363=2.637

发现在y3与y4有无自相关不可判断

1.用差分法修正y3,：

修正后Dw=2.207329，落入无自相关区域，

差分方程为Y3=49.24454+0.029361x

还原方程为y3=70.5890+0.029361x

2.用差分法修正y4：

结果发现修正效果并不明显，所以改用迭代法再次修正：

发现dw=1.956053，落入无自相关区域。

这时，新方程为：

y4=13.40803++0.033634x

（四）综上将实证分析结果列表如下：

y1=31.64204+0.342483x

（23.25272）（1637.045）

=1.0000F=2799073DW=1.885199

y2=373.5313+0.021704x

（4.524146）（1.688777）

=0.999017F=258.729DW=1.850053

Y3=70.5890+0.029361X

（1.054512）（2.751380）

=0.212822F=7.57009DW=2.207329

Y4=13.40803+0.033634x

（0.242063）（3.704586）

=0.292087F=5.570133DW=1.956053

城市居民收入每增加一个单位，食品支出增加0.342483个单位，衣着支出增加

0.021704个单位，医疗保健支出增加0.029361个单位，住房支出增加0。

033717个单位，收入变化对食品支出影响最大。

95年四方程回归分别如下：

Y1=-30.22051+0.411573X

（0.224151）（14.87035）

=0.894791F=221.1273DW=1.487424

Y2=325.3995+0.018707X

（4.507346）（1.994259）

=0.132670F=3.977667DW=1.220731

Y3=39.97462+0.016069X

（7.749935）（3.145900）

=0.275699F=9.896688DW=1.749805

Y4=-63.54534+0.037449X

（-2.494787）（6.405207）

=0.591518F=37.65032DW=1.770216

六、结合1995年数据进行对比分析

支出项

常数项

收入系数

可决系数

Y1（食品支出）

95年

30.22051

0.411573

0.894791

99年

31.64204

0.342483

0.999

Y2（衣着）

95年

325.3995

0.018707

0.132670

99年

373.5313

0.021704

1.000

Y3（医疗保健）

95年

39.97462

0.016069

0.275699

99年

70.5890

0.029361

0.160973

Y4（住房）

95年

-63.54534

0.037449

0.591518

99年

13.40803

0.033634

0.292087

经分析：

与95年相比，99年我国消费品时常承接往年国民经济出现了重大转机后带来的回升惯性，保持稳中有升，偏旺的良好态势。

旺盛的消费需求对我国抵御世界经济寒流侵袭，国民经济保持快速稳定发展起到重要作用。

这些主要因为亚洲金融危机发生后，亚洲各国普遍出现了减薪或工资冻结。

大多数居民的名义收入和实际收入都有所下降。

但是我国应对亚洲金融危机时期却采取了大幅度提高城镇低收入者与公职人员收入的非常之举。

99年起，将国有企业下岗职工基本生活费，失业保险费和城镇居民最低生活保障水平提高了30%，离退休人员养老金水平提高了30%，机关事业单位职工工资水平提高了30%，并要求各地一次性补发拖欠的国有企业离退休人员统筹项目内的养老金等一系列启动消费需求的政策，也就符合了为什么我国在经济危机的影响和冲击下，99年对95年消费水平总体有了很大提高。

这都是因为国家给了相关政策，收入水平有所提高，从政治角度分析，收入与消费有着显著的影响。

1.食品支出。

R95=0.894791R99=0.999，都较高，说明模型整体拟合优度较好，

居民可支配收入对食品支出影响显著，但两者相比，99年食品支出占总支出分额有所下降。

随着经济发展人民生活水平提高，用于食品支出比例下降，符合经济发展的一般规律。

R95=0.84791，R99=0.999都较高说明模型的拟和优度很好，居民可支配收入对食品支出了显著影响，两者相比99年食品支出占总支出份额有所下降就符合了从整个人类社会发展过程，消费结构变化的一般规律。

99年相比95年收入增加了，食品边际消费倾向下降，这也清楚的表明了我国经济不断向前发展。

这也清楚的证实了：

改革开放以来，在国民共同努力的情况下，我国国力不断提高，经济量快速发展现状。

GDP每年增长高达7%以上。

这是其他发展中国家和发达国家不能比拟的。

从指数上可以看出：

由于我国人均收入水平的提高，总消费支出也有了明显的提高。

用于食品的消费金额也加大了很多。

这都是因为随着人民的生活水平提高，人们对吃的要求已经不仅仅只限于温饱的阶段，而且从统计表明：

我国农村居民生活水平已经达到了温饱而城镇居民生活已经达到小康水平。

现在城镇居民在食品上是要吃得好、吃得精，体现生活水平和生活情调，而且不局限于在家里吃，要去饭馆就餐，以及节假日宴请宾客等等，这都使居民对食品支出的有了明显提高。

2．衣着支出。

对比99，95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势，对衣着的需求量也大幅度提高。

说明随着收入的增加，居民未来衣着的消费倾向偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。

99、95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势。

对衣着的需求也大幅度提高，这就符合了在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿为主的消费结构转化。

从95年以来，处于国家第9个5年计划的发展阶段，对外开放的程度不断提高，娱乐，广告，衣服等行业繁荣发展，各类服装表演纷纷登场，