影响居民消费水平的主要因素分析
摘要 本文主要是通过对影响居民消费水平的主要因素分析揭示中国居民消费水平的现状及问题，并依此提出部分政策建议
关键词：持久收入 暂时收入 消费水平
一 经济背景及研究的意义
消费是人类社会经济生活中的重要行为和过程，任何社会都离不开消费。在我国，随着社会主义市场经济体制的确立，消费在全民经济生活中的作用更显重要。可以这样概括的说，消费活动是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求；但另一方面，消费活动又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。国家一系列决策和尚待解决的问题很大程度上是既源于消费，又回归到消费。正因为如此，研究消费水平对于正处于转型期的我国经济有极其重要的经济意义。
二 相关理论
1．凯恩斯的绝对收入假设消费函数 凯恩斯认为,在短期内,影响个人消费的主观因素是比较稳定的,消费者的消费主要取决于收入的多少,随着收入的增加,人们的消费也在增加,消费是“完全可逆”的,但消费的增长低于收入的增长,即著名的“边际消费倾向递减规律”。在这一理论假设下,可得到如下的个人消费函数:Ｃｔ=ｂ0+ｂ1Ｙｔ+ｕｔ 其中,Ｃｔ为第ｔ期的消费支出,Ｙｔ为第ｔ期的绝对收入,ｂ0表示自发性消费,ｂ0<0,ｂ1为边际消费倾向,0<ｂ<1。2. 弗里德曼持久收入假设消费函数 弗里德曼认为,消费者的消费支出主要不是由他现期收入决定的,而是由他的持久收入决定的。所谓“持久收入”是指消费者可以预计到的长期收入,即他一生中可得到的收入的平均值。弗里德曼假定,持久消费与持久收入之间存在一个固定比例,而暂时消费与暂时收入是不相关的,在此基础上的消费函数的形式为:Ｃｐｔ=ｋ(ｒ,ｗｕ)Ｙｐｔ+ｕｔ 其中,Ｃｐｔ为第ｔ期的持久消费,ｋ为比例系数,是持久的消费和收入之间的边际消费倾向,它受到利率ｒ、非人力财产与持久收入的比率ｗ及其他因素ｕ的影响，Ｙｐｔ为第ｔ期的持久收入,弗里德曼用实际收入Ｙｔ的几何级数来对其进行测定。对上式进行考伊克变换,可得如下的消费函数模型:Ｃｔ=ｂ1Ｙｔ+ｂ2Ｃｔ-1+ｕｔ3．莫迪利安尼的生命周期假设消费函数 莫迪利安尼认为,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。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”,用简单的线性模型来描述这一假设的消费函数可得下式:Ｃｔ=ｂ1Ｙｔ+ｂ2Ａｔ+ｕｔ 其中,Ａｔ为第ｔ期消费者所拥有的资产
三 模型设定及检验
根据现实的经济生活观察和经验，我们试图引入以下变量：国民收入，通货膨胀率，利率。国民收入是一切经济活动的来源，当期消费是基于上一期或是几期的收入而发生的；通货膨胀率则会通过影响一国居民实际购买能力来影响实际的消费水平；利率对消费的影响主要是通过影响居民用于储蓄的货币量来间接影响消费水平。当然除了以上的因素之外，还存在着其他的因素无法通过模型反映出来，为此，我们将其归入随机扰动项M。即得到以下模型：
1.我们设定模型为Y=aX1+bX2+cX3+M
其中Y为居民消费水平，X1,X2,X3分别为国民收入，通货膨胀率和利率。
对所有变量采用最小二乘法，得出
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/23/04 Time: 15:27
Sample(adjusted): 1991 2000
Included observations: 10 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X1 0.037598 0.000417 90.08623 0.0000
X2 -5.775128 1.853065 -3.116528 0.0207
X3 3208.558 1718.620 1.866939 0.1111
C 35.33039 38.16182 0.925805 0.3903
R-squared 0.999484 Mean dependent var 2226.100
Adjusted R-squared 0.999226 S.D. dependent var 909.0991
S.E. of regression 25.28739 Akaike info criterion 9.587664
Sum squared resid 3836.714 Schwarz criterion 9.708698
Log likelihood -43.93832 F-statistic 3875.355
Durbin-Watson stat 2.107133 Prob(F-statistic) 0.000000
Y=0.0376X1-5.775X2+3208.558X3+35.33
(0.000417) (1.853) (1718.62) (38.162)
t=(90.086) (-3.117) (1.867) (0.926)
R2=0.999484 F=3875.355 DW=2.107
由回归式可看出，可决系数高，t检验和F检验显著，模型拟合较好，且DW值表明模型不存在自相关。对模型用ARCH检验进行异方差检验，发现不存在异方差。从经济角度看，国民收入每提高一个单位会使得居民的消费水平提高0.0376个单位，同时，随着通货膨胀率上升一个百分比而下降5.775个单位，而利率每上升一个百分比会使居民消费水平上升3208.558个单位。事实上，利率上升会使得消费水平下降，即利率与消费水平成反向变动，而由模型得出的结果是利率与消费水平同向变动，这可能是由于模型中存在多重共线性导致的，做相关系数矩阵得
X1 X2 X3
X1 1 -0.5019366 -0.3026271
X2 -0.5019366 1 0.7908368
X3 -0.3026271 0.7908368 1
可以看出通货膨胀率和利率存在较高的共线性。对模型中单个变量回归后发现消费水平对收入的线性关系较强，拟合度较好，即
Y=0.037X1+91.587
(0.000279) (13.569)
t=(132.67) (6.749)
R=0.998695 F=17601.34 DW=0.770463
因此采用逐步回归法将其余变量逐一引入得
对X1，X2回归得：Y=0.037X1-0.9656X2+93.659 （1）
(0.00026) (1.075)
t=(143.839) (-0.898)
R2=0.9991 F=10989.61 DW=1.0702
对X1，X3回归得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742 (2)
(0.000861) (2583.126)
t=(43.213) (0.583)
R2=0.997 F=1317.796 DW=0.901
对比得出(1)式较好，但是存在自相关。选取(1)进行修正
Dependent Variable: BY
Method: Least Squares
Date: 12/23/04 Time: 16:19
Sample(adjusted): 1981 2000
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
BX1 0.037420 0.000416 89.86640 0.0000
BX2 -0.944260 1.201785 -0.785715 0.4428
C 52.20433 11.94907 4.368904 0.0004
R-squared 0.997996 Mean dependent var 800.4245
Adjusted R-squared 0.997760 S.D. dependent var 630.9634
S.E. of regression 29.86327 Akaike info criterion 9.768617
Sum squared resid 15160.85 Schwarz criterion 9.917977
Log likelihood -94.68617 F-statistic 4232.393
Durbin-Watson stat 1.734102 Prob(F-statistic) 0.000000
Y=0.037X1-0.944X2+52.204
(0.000416) (1.202)
t=(89.866) (-0.786)
R2=0.998 F=4232.393 DW=1.734
2. 从城乡居民收入差距看，据测算，农村居民收入比城市居民大约落后1O年，二者平均每人年收入差距从1985年的1．86倍，扩大为l990年的2．22倍，再扩大为1995年的2.71倍，二者收入的绝对差距从1980年的286．3元，增加到1985年的341．5元，l990年的823．9元，再增加到1995年的2705．3元；从农村和城镇居民内部的收入差距看，农村居民内部的最高最低人均年收入，从1985年的3．15倍，扩大为l990年的4．43倍，再扩大为l995年的4．82倍。城镇居民中1996年收入最高的20％与收入最低的20％的家庭，人均生活费收入之比由1981年的2.3：1扩大到4.2：l。如图
由于中国居民收入目前存在明显的城乡差别，因此对城乡收入对消费水平的影响分别分析。
城镇居民收入对其消费水平的影响分析
根据持久收入假定，设城镇消费水平函数为：lnY1=C+b1lnX4+b2lnX5 （其中X4代表城镇居民当期收入,X5代表城镇居民持久收入，是由城镇居民收入三期值的移动平均值计算出来）
Dependent Variable: LY1
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 12:48
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LX4 0.921612 0.243912 3.778459 0.0012
LX5 0.102494 0.243280 0.421300 0.6780
C -0.067591 0.107958 -0.626083 0.5383
R-squared 0.996510 Mean dependent var 7.651772
Adjusted R-squared 0.996161 S.D. dependent var 0.994314
S.E. of regression 0.061609 Akaike info criterion -2.614899
Sum squared resid 0.075914 Schwarz criterion -2.466791
Log likelihood 33.07134 F-statistic 2855.146
Durbin-Watson stat 1.589603 Prob(F-statistic) 0.000000
LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591
243912) (0.24328) (0.107958)
t=(3.778459) (0.4213) (-0.626083)
R2=0.99651 F=2855.146 DW=1.589603
由上式可知，可决系数高, F检验显著，模型的拟合效果较好,模型不存在自相关。对比而言，当期收入对消费水平的影响比持久收入对消费水平的影响更大。
农村居民收入对其消费水平的影响分析
根据持久收入假定，设城镇消费水平函数为：lnY2=C+b1lnX6+b2lnX7 （其中X6代表农村居民当期收入,X7代表农村居民持久收入，是由农村居民收入三期值的移动平均值计算出来。）
Dependent Variable: LY2
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 20:25
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LX6 1.126033 0.173563 6.487762 0.0000
LX7 -0.103261 0.169024 -0.610925 0.5481
C -0.284476 0.091022 -3.125356 0.0053
R-squared 0.997436 Mean dependent var 6.561687
Adjusted R-squared 0.997180 S.D. dependent var 0.864957
S.E. of regression 0.045934 Akaike info criterion -3.202096
Sum squared resid 0.042199 Schwarz criterion -3.053988
Log likelihood 39.82410 F-statistic 3890.366
Durbin-Watson stat 0.930944 Prob(F-statistic) 0.000000
LNY2=1.126033LNX6-0.103261LNX7-0.284476
173563) (0.169024) (0.091022)
T=(6.487762) (-0.610925) (-3.125356)
R2=0.997436 F=3890.366 DW=0.930944
存在自相关，修正后得
Dependent Variable: LY2
Sample(adjusted): 1981 2002
Included observations: 22 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 13 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LX6 1.050884 0.222193 4.729595 0.0002
LX7 -0.015882 0.219119 -0.072481 0.9430
C -0.364877 0.143752 -2.538233 0.0206
AR(1) 0.466261 0.203784 2.288018 0.0345
R-squared 0.998197 Mean dependent var 6.624410
Adjusted R-squared 0.997896 S.D. dependent var 0.830050
S.E. of regression 0.038070 Akaike info criterion -3.535806
Sum squared resid 0.026088 Schwarz criterion -3.337434
Log likelihood 42.89386 F-statistic 3321.644
Durbin-Watson stat 1.457632 Prob(F-statistic) 0.000000
Inverted AR Roots .47
LNY2=1.050884LNX6-0.015882LNX7-0.364877
222193) (0.219119) (0.143752)
t=(4.729595) (-0.072481) (-2.538233)
R2=0.998197 F=3321.644 DW=1.564853
由上式可知，可决系数高, F检验显著，模型的拟合效果较好,模型不存在自相关。但是持久收入的系数为负，与实际经济意义不符。应删除，得到新模型为：
LNY2=0.996LNX6-0.082
0129) (0.0855)
t=(76.974) (-0.959)
R2=0.996 F=5925.044
因此，农村居民消费水平实际上主要是受到暂时收入的影响。这是由于对于农民而言，未来收入具有不确定性，且其收入水平较低，很难有多余的收入用于储蓄。
总结
回归结果表明:城乡居民消费对暂时收入的敏感性较强, 暂时收入对城镇居民消费的弹性系数为0.921612 ,远高于持久性收入对居民消费的弹性系数0.102494。持久收入与暂时收入相比,城乡居民的当期消费主要取决于暂时收入的变化.
下面采用局部调整――自适应模型对中国的国民收入回归得出的结果可以进一步证明：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 13:38
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X1 0.025901 0.003061 8.460187 0.0000
Y(-1) 0.607868 0.160613 3.784665 0.0013
Y(-2) -0.314728 0.097042 -3.243205 0.0043
C 75.93447 13.26477 5.724524 0.0000
R-squared 0.999248 Mean dependent var 1513.522
Adjusted R-squared 0.999129 S.D. dependent var 1253.101
S.E. of regression 36.98219 Akaike info criterion 10.21552
Sum squared resid 25985.96 Schwarz criterion 10.41300
Log likelihood -113.4785 F-statistic 8413.207
Durbin-Watson stat 1.325993 Prob(F-statistic) 0.000000
H＝2.53538>h(0.05)=1.96,存在自相关，修正
Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 13:42
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LX1 0.636115 0.069279 9.181885 0.0000
LY(-1) 0.351416 0.144554 2.431034 0.0251
LY(-2) -0.069698 0.098038 -0.710928 0.4858
C -1.404731 0.178082 -7.888116 0.0000
R-squared 0.999029 Mean dependent var 6.923205
Adjusted R-squared 0.998875 S.D. dependent var 0.962760
S.E. of regression 0.032287 Akaike info criterion -3.871540
Sum squared resid 0.019806 Schwarz criterion -3.674062
Log likelihood 48.52271 F-statistic 6514.231
Durbin-Watson stat 2.242579 Prob(F-statistic) 0.000000
LNYt=0.636LNXt+0.351LNYt-1-0.0697 LNYt-2-1.405
(0.069) (0.0.145) (0.098) (0.178)
t=(9.182) (2.431) (-0.711) (-7.888)
R2=0.999 F=6514.231 DW=2.243
得h=0.80712<h(0.05)=1.96,所以不存在自相关。由上式可知，修正后的模型可决系数高，t检验和F检验显著，模型的拟合效果较好。由上回归结果可得出，居民消费水平不仅受到现期收入的影响，还受到过去消费水平的影响。
四 政策建议
短期内国民收入很难实现较快的增长，如果我们要提高消费水平，可以调整收入分配政策，改善分配结构，以达到增加消费的目的。
从城镇居民消费水平的回归模型：LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591 农村居民消费水平的回归模型：LNY2=0.996LNX6-0.082 可以看出农村居民的消费倾向明显大于城镇居民的消费倾向，如果能够改变当前的农村和城镇的收入分配结构，农民手中的钱多了，农民就会增大消费量，从而提高居民的整个消费水平。
从长期来看，通过经济增长，实现国民收入总体水平的提高。
根据总体回归模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，国民收入每提高一个单位会使得居民的消费水平提高0.037个单位，因此通过国民收入的增长带动消费水平的提高。
配合适当的政策，稳定物价。
根据总体回归模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，通货膨胀率会影响到居民收入的实际购买力。在国民收入水平既定的情况下，降低通货膨胀率可以提高居民的实际消费能力；如果国民收入水平提高，而通货膨胀率增长率高于国民收入水平的增长率，居民的实际消费能力还会下降。因此要控制通货膨胀率，稳定物价，对稳定和提高居民消费水平具有重要意义。
增进社会福利，改善人们对未来的生存状况预期，进而增加现期消费。
采用政策改善社会收入分配结构，就可以增进社会福利，尤其是农村居民的福利，进而改变人们对未来生存状况的预期，就会使收入中用于防范未来不确定性的那部分减少，从而提高用于现期消费的那部分。
参考资料：
《高级宏观经济学》 戴维 罗默 上海财经大学出版社
《消费经济学》 尹世杰 高等教育出版社
《城镇居民消费行为变异与我国经济增长》袁志刚 宋铮
《我国农户消费倾向偏低的原因》刘建国（1999）
附：单位根检验及数据
对模型中运用到的数据进行单位根检验。
居民总消费水平
经过对比取居民消费水平Y的滞后2阶建立检验式。由检验式4b得接受H0进入下一步，做F检验。得出F=3.071<3.59, 接受H0，进一步做3 b式检验得出t=0.8204, 接受H0： =0，进入4式检验，得出F=2.016,接受H0：1 = =0，进一步做5 b式检验,得出t=1.41759, 接受H0，Yt为随机游走过程.
同理，可得出城镇和农村居民消费水平都为随机游走过程。
国民收入
经过对比取国民收入X1的滞后1阶建立检验式. 由检验式4b得接受H0进入下一步，做F检验。得出F=5.705>3.55, 拒绝H0，x1含时间趋势。做3a式检验,得出t的绝对值=1.8251，接受H0,x1为趋势非平稳过程。
同理得出，城镇居民国民收入为退势平稳过程，农村居民国民收入趋势非平稳过程。
3．通货膨胀率
经过对比取通货膨胀率X2的滞后1阶建立检验式. 由检验式4b得接受H0进入下一步，做F检验。得出F=4.469>3.68，拒绝H0，x2为退势平稳过程。
4．利率
经过对比取利率的滞后3阶建立检验式. 由检验式4b得接受H0进入下一步，做F检验。得出F=2.304<19接受H0，进一步做3 b式检验得到t的绝对值=1.186接受H0： =0，进入4式检验。得出F=0.802<4.74, 接受H0：1 = =0，进一步做5 b式检验,得出t的绝对值=0.7898接受H0，x3为随机游走过程。
1 检验式（4b）
yt = 1 +2t + yt-1 + t
H0： =0
= -1 若拒绝H0，Yt为平稳过程。检验止。
若接受H0，进入下一步，做F检验。
2 检验式（4）
yt = 1 +2t + yt-1 + t
H0： 2= =0
J = 2 若拒绝H0，意味着2 0，Yt含时间趋势。继续做3a式检验。
若接受H0，进一步做3 b式检验。
3a yt = 1 +2t + yt-1 +t
H0： =0 若拒绝H0，Yt为退势平稳过程。检验止。
若接受H0，yt为趋势非平稳过程。检验止。
3b yt = 1 + yt-1 + ut
H0： =0 若拒绝H0，yt为均值为1的平稳过程。检验止。
若接受H0： =0，进入下一步检验。
4 yt = 1 + yt-1 + ut
H0：1 = =0
若拒绝H0，意味着1 0，Yt为随机趋势非平稳过程。继续做5a式检验。
若接受H0：1 = =0，进一步做5 b式检验。
5a yt = 1 + yt-1 + ut
H0： =0 若拒绝H0，Yt为平稳过程。检验止。
若接受H0，Yt为随机趋势非平稳过程。检验止。
5b yt = yt-1 + ut
H0： =0 若拒绝H0，Yt为平稳过程。检验止。
若接受H0，Yt为随机游走过程。检验止。
时间 总消费水平Y 城镇居民消费水平Y1 农村居民消费水平Y2 国民收入X1 城镇居民国民收入X4 农村居民国民收入X6 通货膨胀率X2 利率X3
1978 184 405 138 3624.1 343.4 133.6
1979 207 434 158 4038.2 387 160.17
1980 236 496 178 4517.8 477.6 191.3 6
1981 262 562 199 4860.3 491.9 223.44 2.4
1982 284 576 221 5301.8 526.6 270.11 1.9
1983 311 603 246 5957.4 564 309.77 1.5
1984 327 662 283 7206.7 651.2 355.33 2.8
1985 437 802 347 8989.1 739.1 397.6 8.8
1986 485 805 376 10201.4 899.6 423.76 6
1987 550 1089 417 11954.5 1002.2 462.55 7.3
1988 693 1431 508 14922.3 1181.4 544.94 18.5
1989 762 1568 553 16917.8 1375.7 601.5 17.8
1990 803 1686 571 18598.4 1510.2 686.3 2.1
1991 896 1925 621 21662.5 1700.6 708.6 2.9 0.0189
1992 1070 2356 718 26651.9 2026.6 784 5.4 0.018
1993 1331 3027 855 34560.5 2577.4 921.6 13.2 0.0254
1994 1746 3891 1118 46670 3496.24 1221 21.7 0.0315
1995 2236 4874 1434 57494.9 4283 1577.74 14.8 0.0315
1996 2641 5430 1768 66850.5 4838.9 1926.1 6.1 0.0303
1997 2834 5796 1876 73142.7 5160.3 2090.1 0.8 0.0266
1998 2972 6217 1895 76967.2 5425.1 2162 -2.6 0.0158
1999 3138 6796 1927 80579.4 5854 2210 -3 0.0118
2000 3397 7402 2037 88254 6280 2253.42 -1.5 0.0099
2001 3609 7761 2156 95727.9 6859.6 2366.4 0.0099
2002 3791 7972 2259 103553.6 7702.8 2475.63 0.0072数据来源：《中国统计年鉴》
