消费函数理论在我国的适用性研究

消费函数理论在我国的适用性研究

[摘要]当前，在利率连续下调及收入增长趋缓的情况下，我国居民的储蓄额仍高速增长的态势，造成了我国居民消费需求的疲软。消费函数理论的形成和发展主要表现为四个假说，凯恩斯的绝对收入假说；杜森贝里的相对收入假说；弗里德曼的持续收入假说和莫迪里安尼的生命周期假说。本文将通过统计建模来检验哪一种消费函数模型更适用于我国当前现状，并因此分析我国当前收入分配差距对于居民消费水平的影响，解释消费不足的原因。通过使用E.G协整检验进行长期均衡分析，继而建立ECM模型，并在此基础上进行Granger因果关系检验；分析结果表明两者间存在长期的协整关系以及单向因果关系。

[关键词]消费函数；收入假说；收入分配差距；计量模型；协整检验

1 消费函数理论及我国当前消费现状

1.1 相关理论阐释

（1）绝对收入假说：凯恩斯认为，实际消费支出和实际收入之间有稳定的函数关系，即消费随当前收入的增加而增长，且边际消费倾向是递减的。

（2）相对收入假说：杜森贝里认为，消费具有“不可逆性”，即不仅受本人目前收入的影响，而且受自己过去收入和消费的影响。

（3）持续收入假说：弗里德曼将收费者的收入分为一时收入和持久收入，将消费者的消费分为一时消费和持久消费，其中只有持久收入和持久消费之间存在固定的比率关系。所谓持续收入是指连续三年及以上的稳定收入。

（4）生命周期假说：莫迪里安尼以人的生命周期为线索，强调了消费与财产之间的关系。该假说认为每个人在少年、壮年、老年三个时期的消费支出是不一样的，每个人在每个时期的消费不仅依赖于某一时期的收入，也依赖于一生中各个时期的收入。

1.2 我国消费领域现状

改革开放以来，我国居民消费水平不断提高和消费结构转换成为我国经济高速增长的主要动力。但近几年来国内消费领域出现了一些可能影响国民经济发展全局的隐忧，其中最为突出的是消费率呈现不断下降的趋势，且明显低于同期统计水平。消费率过低而储蓄率过高将可能导致我国经济增长在今后一段时期内受到国内市场需求的严重制约。

2 模型选择及参数估计

2.1 变量指标及数据来源说明

本文采用1990—2010年21年的数据资料作为计量分析的样本；人均年消费额以及人均年收入额数据主要来源于《2010年中国统计年鉴》和《国家统计数据库》，其中居民年底人均年储蓄额是通过下式计算得到：城乡居民人均年储蓄=城乡居民人民币储蓄存款年底余额（活期+定期）/年末总人口数。持续收入是通过连续三年的人均年收入的加权平均值计算得到。加权比例为当年收入占60%，上一年收入占24%，前两年收入占16%，此比例为中国资产评估协会提供的参考比例数据。

2.2 建立消费函数模型

基于四种主要消费函数理论建立相应的消费函数模型：

2.4 模型结果解释及选取

根据历年数据的计量经济模型拟合可知，绝对收入假说消费函数模型的拟合效果是最优的，有更强的适用性，说明目前我国居民的消费仍然主要由当期收入决定。凯恩斯的绝对收入假说认为边际消费倾向是递减的，即在所增加的收入中，用于增加消费所占的比例递减。

收入分配是影响消费倾向的重要客观因素。分配越平等就会把越多的货币转移到低收入阶层的手中。穷人比富人具有更高的消费倾向，因此，对低收入阶层的收入再分配会提高总的消费。这里我们用公式加以阐述。

绝对收入假说可以用函数式表示如下：

凯恩斯绝对收入理论的这个推论是否适用于我国的实际情况呢？接下来本文将使用协整理论与误差纠正模型就我国城乡居民的情况研究消费需求和收入分配差距之间的关系。

3 基于时间序列的实证分析

3.1 变量与数据的选取

实证分析的研究对象是收入分配差距和消费需求。对于收入分配的差距我们采用基尼系数来衡量。对消费需求我们采用平均消费倾向指标来衡量，即APC=人均年消费支出/人均年可支配收入。依然选取1990—2010 年的统计数据，经计算最后得到两组时间序列，分别为平均消费倾向APC和基尼系数CGN。遵循惯例，对这两个变量进行对数转换，转换后的变量分别为lnAPC，lnCGN。

3.2 协整检验及误差修正模型的建立

3.2.1 平稳性检验

以下结果可得结论：lnAPC和lnCGN两个序列的t统计量均没有超过各个显著性水平下的临界值，因此无法拒绝单位根存在的假设，即认为其原数据序列不平稳，而它们的一阶差分形式是平稳的，所以可以认为它们均为一阶单整序列，即边际消费倾向与基尼系数是（1，1）阶协整关系，基于以下分析可对lnAPC 和lnCGN序列进行接下来的操作（见表3）。

对已消除了自相关性的模型生成残差序列e。

第二步检验残差的单整性。如果消费边际倾向和基尼系数是非协整的，则它们的任意一个线性组合都是非平稳的，残差序列e必然是非平稳的；反之，若消费边际倾向与基尼系数具有协整关系，则残差序列 e 一定是平稳的。因此，通过对残差的平稳性检验来确定消费和收入是否存在协整关系。残差项的单位根检验表明残差e序列是平稳的，拒绝有单位根的原假设，说明变量间存在长期稳定的均衡关系。

3.2.3 误差修正模型的建立

通过协整关系检验我们确定了基尼系数与消费边际倾向之间的长期均衡关系，而误差修正模型则可以解释因变量的短期变动，它受两方面的影响：一方面是受自变量短期波动的影响，另一方面又受到误差修正项e的影响，即受到两个变量在短期波动中偏离长期均衡关系的影响。由于协整关系中的残差序列e是平稳序列，因此可以将它作为误差修正项，建立误差修正模型。结果如下：

从误差修正模型上看，相关系数为0.912118，表明错误！未找到引用源。模型拟合优度非常显著，方程通过F检验，DW检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制。从估计系数来看，本期基尼系数上升1%，居民消费边际倾向最终会下降0.132201%；上一期基尼系数上升1%，居民消费边际倾向会下降0.039151%；上一期消费边际倾向的短期变动对本期消费边际倾向存在正向影响，上一期消费边际倾向上升1%，本期居民消费边际倾向会上升0.268470%。此外，由于短期调整系数是显著的，因而它表明消费边际倾向与长期均衡值的偏差中的80.89%（0.808866）被修正，即消费边际倾向的短期波动偏离长期均衡时，将以80.89%的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。上述模型反映了APC受CGN 影响的短期波动规律。误差修正模型的拟合效果见下图。

误差修正模型的拟合效果图

3.3 格兰杰因果关系检验

首先先通过E-views相关操作构建V AR模型，无约束V AR模型的滞后阶数可根据其残差分析及赤池信息准则AIC和施瓦茨准则SC，乃至极大似然比检验等方法来确定，使用滞后阶数标准（Lag Length Criteria）确定的模型滞后阶数为5阶。

根据Granger 因果关系检验的结果（见表4），我们可以看到：原假设