收入与消费支出的关系

政府支出、居民收入、收入分配与城乡居民消费的关系分析
一研究背景
近年来，我国经济的主要特征从供给不足进入了供给相对过剩、需求约束为主的发展阶段，内需不足的问题凸显。

如何扩大消费需求、拉动经济增长，已经成为关键问题。

党的十七大报告中提出了提高居民消费率、形成合理居民消费率的关于全面建设小康社会奋斗目标的具体要求。

面对当前美国金融危机所引发的经济困境，如何深入考察我国居民消费行为、采取有效政策来振兴消费，将成为我们的研究主题。

本文通过计量经济学的相关研究方法，从影响城乡居民的消费因素入手，分析了这些因素对消费的影响，以期获得解决问题和改善情况的新思路。

二研究现状
目前，国内学者对于我国居民消费问题主要是以城镇居民、农村居民或全体居民为研究对象，分别对其消费特征、影响因素和对策等问题进行深入研究，并在我国经济学界形成了相对盛行的四种代表性观点：居民收入分配不公说、居民消费行为说、福利制度改革说和居民消费结构升级换代说。

国内学者通过建立自己的理论框架和经济计量模型以及根据理论假设运用中国的经验数据进行实证检验，或多或少都存在一定的局限，尤其是将城乡居民消费问题分开进行研究的现象十分普遍。

本文建立误差修正模型的同时，建立城乡居民消费和诸多主要经济影响因素之间的经济计量模型，并运用中国1990-2008年的经验数据进行实证检验，探讨收入水平、政府支出和收入分配差距等经济影响因素对我国城乡居民消费的影响效应。

三理论分析（影响我国居民的消费的因素分析）
（1）政府支出
根据凯恩斯的收入决定模型，政府支出对消费的影响主要是通过政府支出的收入效应来实现。

政府支出分为购买性支出和转移性支出，这两种支出对居民消费的作用和手段等方面都有不同。

购买性支出主要是作用于生产环节，在直接增加社会总需求的同时，通过间接增加居民收入水平，改善居民消费环境来减少对消费的约束，增加消费量。

转移性支出作为一种资金单方面的、无偿的转移，主要是在分配环节发挥作用，通过直接增加接受者的收入水平对居民消费需求产生影响：一是通过社会保障支出、财政补贴和税式支出等手段调整收入分配结构，直接增加居民收入从而增强其消费能力。

二是通过建立健全的社会保障制度以及大力发展社会事业来改变居民消费的支出预期，从而间接提高其消费意愿和边际消费倾向。

（2）居民可支配收入
收入是消费的前提，收入水平的高低决定着消费能力的高低，并直接影响居民消费信心、消费欲望和消费潜能。

收入是消费的来源和基础，是影响消费的最重要因素。

绝对收入假说认为，不同收入群体的消费倾向不同，一般来说，高收入居民的消费倾向低于低收入居民的消费倾向。

因此，如果收入分配更加平等，则会提高整个社会的消费倾向。

反之，收入分配差距越大，社会的消费倾向就越低。

（3）居民收入分配差距
虽然收入是决定居民消费的最重要因素，但由于收入分配差距的存在，不同收入阶层之间、城乡之间和地区之间的消费水平和消费结构存在一定程度的差异，而且收入分配差距不断扩大和两极分化现象日趋严重将会导致整个社会平均消费倾向降低。

高收入者因其边际消费倾向的递减，低收入者虽然消费倾向很高，但受限于收入水平而无力消费。

这种“富人低消费和穷人无钱消费”的双重现象最终导致整个社会有效需求不足。

四实证分析与模型建立
（一）考察城镇人均消费与实际人均政府支出，城镇居民平均可支配收入，收入分配差距的关系。

1、在Eviews 中输入1990-2008年城镇居民人均消费支出，政府人均支出，城镇居民人均收入，收入分配
（1）观察散点图：
观察散点图，初步判断数据在97年左右可能存在断点现象，用Eviews 5.0建立回归模型，得到结果：
Dependent Variable: LOG(C1)
Method: Least Squares
Date: 06/04/10 Time: 16:37
Sample: 1990 2008
Included observations: 19
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(G) -0.299298 0.055310 -5.411329 0.0001
LOG(Y1) 1.303077 0.090438 14.40855 0.0000
A -0.090086 0.051514 -1.748788 0.1008
C -0.245561 0.358709 -0.684567 0.5041
R-squared 0.993169 Mean dependent var 7.857803
Adjusted R-squared 0.991803 S.D. dependent var 0.350548
S.E. of regression 0.031738 Akaike info criterion -3.877919
Sum squared resid 0.015110 Schwarz criterion -3.679090
Log likelihood 40.84023 F-statistic 726.9436
Durbin-Watson stat 0.782588 Prob(F-statistic) 0.000000
模型R2=0.9932,拟合度较好，但是其中有个别解释变量系数不显著，需调整模型。

（2）断点检测
Chow Breakpoint Test: 1998
F-statistic 15.93798 Probability 0.000151
Log likelihood ratio 36.40931 Probability 0.000000
由此结果显示在99年明显存在断点现象，考虑到模型的实用性，我们只对99年往后的数据进行回归，得到结果为：
Dependent Variable: LOG(C1)
Method: Least Squares
Date: 06/04/10 Time: 16:58
Sample: 1999 2008
Included observations: 10
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(G) 0.196934 0.118173 1.666488 0.1467
LOG(Y1) 0.553157 0.183278 3.018141 0.0235
A -0.224536 0.037895 -5.925190 0.0010
C 2.975567 0.707103 4.208112 0.0056
R-squared 0.997791 Mean dependent var 8.124654
Adjusted R-squared 0.996686 S.D. dependent var 0.186961
S.E. of regression 0.010762 Akaike info criterion -5.936384
Sum squared resid 0.000695 Schwarz criterion -5.815350
Log likelihood 33.68192 F-statistic 903.3599
Durbin-Watson stat 2.633079 Prob(F-statistic) 0.000000
由此结果可知R2=0.9978，模型拟合度较高，但模型解释变量的系数不显著，宜作进一步检测：
（3）异方差检验
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 0.077299 Probability 0.992985
Obs*R-squared 3.821028 Probability 0.872899
怀特检验显示模型不存在异方差；
（4）自相关检验
DW=2.63，模型有可能存在自相关，B-G检验结果为：
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 10.08227 Probability 0.027401
Obs*R-squared 8.344682 Probability 0.015416
模型确实存在自相关做进一步调整，在模型中加入一阶与两阶的自相关回归，得到：
Dependent Variable: LOG(C1)
Method: Least Squares
Date: 06/04/10 Time: 17:01
Sample: 1999 2008
Included observations: 10
Convergence achieved after 9 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(G) 0.276634 0.027508 10.05666 0.0005
LOG(Y1) 0.444774 0.038281 11.61859 0.0003
A -0.240731 0.012134 -19.83978 0.0000
C 3.376360 0.150683 22.40701 0.0000
AR(1) -0.623789 0.240381 -2.594999 0.0604
AR(2) -0.927540 0.246678 -3.760124 0.0198
R-squared 0.999532 Mean dependent var 8.124654
Adjusted R-squared 0.998947 S.D. dependent var 0.186961
S.E. of regression 0.006067 Akaike info criterion -7.088257
Sum squared resid 0.000147 Schwarz criterion -6.906706
Log likelihood 41.44129 F-statistic 1708.629
Durbin-Watson stat 2.837290 Prob(F-statistic) 0.000001
Inverted AR Roots -.31+.91i -.31-.91i
R2=0.999,高度拟合，并且解释变量的系数均显著，模型满足同方差假设，不存在自相关现象，结果显示模型拟合的非常好。

LOG(C1) = 0.2766*LOG(G) + 0.4448*LOG(Y1) - 0.2407*A + 3.3763 +
-0.6238LOG(C1(-1))-0.9275LOG(C2(-2))
由此结果显示，政府人均支出对消费的影响弹性为0.2766，人均收入对消费影响的弹性为0.4448，收入分配对人均消费影响影响的弹性为-0.2407，同时当期消费还受前一期和前两期消费习惯的影响，弹性分别为-0.6238和-0.9275
（二）考察农村人均消费与实际人均政府支出，城镇居民平均可支配收入，收
入分配差距的关系。

在Eviews 中输入数据，得到散点图：
考察农村的数据散点图可以推测出96-99年之间可能存在断点，对模型回归：
Dependent Variable: LOG(C2)
Method: Least Squares
Date: 06/04/10 Time: 16:13
Sample: 1990 2008
Included observations: 19
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(G) -0.029079 0.036977 -0.786406 0.4439
LOG(Y2) 0.916448 0.059693 15.35282 0.0000
A 0.061050 0.032388 1.884991 0.0790
C 0.375622 0.233921 1.605767 0.1292
R-squared 0.996250 Mean dependent var 6.596664
Adjusted R-squared 0.995500 S.D. dependent var 0.302313
S.E. of regression 0.020280 Akaike info criterion -4.773743
Sum squared resid 0.006169 Schwarz criterion -4.574914
Log likelihood 49.35056 F-statistic 1328.361
Durbin-Watson stat 1.288888 Prob(F-statistic) 0.000000
看出模型回归得不够理想，可能是由于断点的存在，检测断点，98年的检测显示：
Chow Breakpoint Test: 1998
F-statistic 2.396560 Probability 0.113390
Log likelihood ratio 11.90783 Probability 0.018050
结果表明，在98年左右数据明显存在断点，考虑到模型的实用性，我们只对98年之后的数据进行回归，得到结果为：
Dependent Variable: LOG(C2)
Method: Least Squares
Date: 06/04/10 Time: 16:16
Sample: 1998 2008
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(G) 0.322516 0.098881 3.261666 0.0138
LOG(Y2) 0.442638 0.144344 3.066548 0.0182
A -0.189252 0.073108 -2.588682 0.0360
C 2.128877 0.564414 3.771839 0.0070
R-squared 0.996873 Mean dependent var 6.801809
Adjusted R-squared 0.995533 S.D. dependent var 0.197268
S.E. of regression 0.013184 Akaike info criterion -5.544355
Sum squared resid 0.001217 Schwarz criterion -5.399666
Log likelihood 34.49395 F-statistic 743.9531
Durbin-Watson stat 1.759692 Prob(F-statistic) 0.000000
模型的R2=0.9969,拟合度较好，
（2）异方差检验：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 10.80584 Probability 0.087428
Obs*R-squared 10.75126 Probability 0.216195
怀特检验显示不存在异方差，模型满足同方差假设；
（3）自相关检验：
DW=1.76，据此可知模型不存在一阶自相关。

B-G检验的结果如下：
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.964002 Probability 0.442491
Obs*R-squared 3.061206 Probability 0.216405
同样B-G检验也显示在0.05的置信水平下，模型不存在自相关。

模型拟合的较好。

因此我们可以认为模型：
LOG(C2) = 0.3225*LOG(G) + 0.4426*LOG(Y2) - 0.1893*A + 2.1289
已经达到我们的要求。

模型显示，农村居民人均消费受到政府人均支出，人均收入，收入分配的共同影响，其弹性系数分别为：0.3225, 0.4426, -0.1893
五小结
政府支出、居民的可支配收入以及城乡居民的收入分配情况都对居民消费从不同方面不同程度对居民收入产生影响。

其中尤以居民的可支配收入影响最为显著。

目前大环境下的经济形势非常严峻，不容乐观，世界经济有可能会出现二次探底的现象。

对外出口在一段时间内将会呈现一定的停滞萎缩，而拉动内需也正成为推动经济增长的主旋律。

居民的消费情况对经济发展有巨大的推动力，而对消费影响最大的因素是可支配收入，这点从我们实证研究的模型中也得到了进一步证实，同时政府支出与收入分配差距也不同程度的影响着居民消费情况。

为此，我国应该进一步加大政府投入；努力调整收入分配政策，改善国民的收入分配差距；尤为重要的是提高居民的收入水平，改善工资价格货币体系，加强建设社会保障体系，为国民营造一个稳定安全的消费环境，消除国民对消费的心里疑虑，以此达到拉内需促增长的目的。