收入與消費(fèi)支出的關(guān)系

1、 = =J政府支出、居民收入、收入分配與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的關(guān)系分析一研究背景近年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的主要特征從供給不足進(jìn)入了供給相對(duì)過剩、需求約束為 主的發(fā)展階段，內(nèi)需不足的問題凸顯。如何擴(kuò)大消費(fèi)需求、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，已經(jīng) 成為關(guān)鍵問題。黨的十七大報(bào)告中提出了提高居民消費(fèi)率、形成合理居民消費(fèi)率 的關(guān)于全面建設(shè)小康社會(huì)奮斗目標(biāo)的具體要求。面對(duì)當(dāng)前美國(guó)金融危機(jī)所引發(fā)的 經(jīng)濟(jì)困境，如何深入考察我國(guó)居民消費(fèi)行為、采取有效政策來振興消費(fèi)，將成為 我們的研究主題。本文通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)研究方法，從影響城鄉(xiāng)居民的消費(fèi) 因素入手，分析了這些因素對(duì)消費(fèi)的影響，以期獲得解決問題和改善情況的新思 路。二研究現(xiàn)狀目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者

2、對(duì)于我國(guó)居民消費(fèi)問題主要是以城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民或全 體居民為研究對(duì)象，分別對(duì)其消費(fèi)特征、影響因素和對(duì)策等問題進(jìn)行深入研究， 并在我國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)界形成了相對(duì)盛行的四種代表性觀點(diǎn)：居民收入分配不公說、居 民消費(fèi)行為說、福利制度改革說和居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)換代說。國(guó)內(nèi)學(xué)者通過建立 自己的理論框架和經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型以及根據(jù)理論假設(shè)運(yùn)用中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí) 證檢驗(yàn)，或多或少都存在一定的局限，尤其是將城鄉(xiāng)居民消費(fèi)問題分開進(jìn)行研究 的現(xiàn)象十分普遍。本文建立誤差修正模型的同時(shí)，建立城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和諸多主要 經(jīng)濟(jì)影響因素之間的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，并運(yùn)用中國(guó)1990-2008年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí) 證檢驗(yàn)，探討收入水平、政府支出和收入分

3、配差距等經(jīng)濟(jì)影響因素對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居 民消費(fèi)的影響效應(yīng)。三理論分析（影響我國(guó)居民的消費(fèi)的因素分析）（1）政府支出根據(jù)凱恩斯的收入決定模型，政府支出對(duì)消費(fèi)的影響主要是通過政府支出的 收入效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)。政府支出分為購買性支出和轉(zhuǎn)移性支出，這兩種支出對(duì)居民消 費(fèi)的作用和手段等方面都有不同。購買性支出主要是作用于生產(chǎn)環(huán)節(jié)，在直接增 加社會(huì)總需求的同時(shí)，通過間接增加居民收入水平，改善居民消費(fèi)環(huán)境來減少對(duì) 消費(fèi)的約束，增加消費(fèi)量。轉(zhuǎn)移性支出作為一種資金單方面的、無償?shù)霓D(zhuǎn)移，主 要是在分配環(huán)節(jié)發(fā)揮作用，通過直接增加接受者的收入水平對(duì)居民消費(fèi)需求產(chǎn)生 影響：一是通過社會(huì)保障支出、財(cái)政補(bǔ)貼和稅式支出等手段調(diào)整收入分配

4、結(jié)構(gòu)， 直接增加居民收入從而增強(qiáng)其消費(fèi)能力。二是通過建立健全的社會(huì)保障制度以及 大力發(fā)展社會(huì)事業(yè)來改變居民消費(fèi)的支出預(yù)期，從而間接提高其消費(fèi)意愿和邊際 消費(fèi)傾向。（2）居民可支配收入收入是消費(fèi)的前提，收入水平的高低決定著消費(fèi)能力的高低，并直接影響居 民消費(fèi)信心、消費(fèi)欲望和消費(fèi)潛能。收入是消費(fèi)的來源和基礎(chǔ)，是影響消費(fèi)的最 重要因素。絕對(duì)收入假說認(rèn)為，不同收入群體的消費(fèi)傾向不同，一般來說，高 收入居民的消費(fèi)傾向低于低收入居民的消費(fèi)傾向。因此，如果收入分配更加平等， 則會(huì)提高整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)傾向。反之，收入分配差距越大，社會(huì)的消費(fèi)傾向就越 低。（3）居民收入分配差距雖然收入是決定居民消費(fèi)的最重要因素，

5、但由于收入分配差距的存在，不同 收入階層之間、城鄉(xiāng)之間和地區(qū)之間的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在一定程度的差 異，而且收入分配差距不斷擴(kuò)大和兩極分化現(xiàn)象日趨嚴(yán)重將會(huì)導(dǎo)致整個(gè)社會(huì)平均 消費(fèi)傾向降低。高收入者因其邊際消費(fèi)傾向的遞減，低收入者雖然消費(fèi)傾向很高， 但受限于收入水平而無力消費(fèi)。這種“富人低消費(fèi)和窮人無錢消費(fèi)”的雙重現(xiàn)象 最終導(dǎo)致整個(gè)社會(huì)有效需求不足。四實(shí)證分析與模型建立（一）考察城鎮(zhèn)人均消費(fèi)與實(shí)際人均政府支出，城鎮(zhèn)居民平均可支配收入，收 入分配差距的關(guān)系。1、在Eviews中輸入1990-2008年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，政府人均支出，城鎮(zhèn) 居民人均收入，收入分配（1）觀察散點(diǎn)圖：觀察散點(diǎn)圖，初步

6、判斷數(shù)據(jù)在97年左右可能存在斷點(diǎn)現(xiàn)象，用Eviews 5.0建立 回歸模型，得到結(jié)果：Dependent Variable: LOG(C1)Method: Least SquaresDate: 06/04/10 Time: 16:37Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LOG(G)-0.2992980.055310-5.4113290.0001LOG(Y1)1.3030770.09043814.408550.0000A-0.0900860.051514-1.

7、7487880.1008C-0.2455610.358709-0.6845670.5041R-squared0.993169Mean dependent var7.857803Adjusted R-squared0.991803S.D. dependent var0.350548S.E. of regression0.031738Akaike info criterion-3.877919Sum squared resid0.015110Schwarz criterion-3.679090Log likelihood40.84023F-statistic726.9436Durbin-Watso

8、n stat0.782588Prob(F-statistic)0.000000模型R2=0.9932,擬合度較好，但是其中有個(gè)別解釋變量系數(shù)不顯著，需調(diào)整模 型。斷點(diǎn)檢測(cè)Chow Breakpoint Test: 1998F-statistic15.93798Probability0.000151Log likelihood ratio36.40931Probability0.000000由此結(jié)果顯示在99年明顯存在斷點(diǎn)現(xiàn)象，考慮到模型的實(shí)用性，我們只對(duì)99年往后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到結(jié)果為：Dependent Variable: LOG(C1)Method: Least SquaresDate

9、: 06/04/10 Time: 16:58Sample: 1999 2008Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LOG(G)0.1969340.1181731.6664880.1467LOG(Y1)0.5531570.1832783.0181410.0235A-0.2245360.037895-5.9251900.0010C2.9755670.7071034.2081120.0056R-squared0.997791Mean dependent var8.124654Adjusted R-

10、squared0.996686S.D. dependent var0.186961S.E. of regression0.010762Akaike info criterion-5.936384Sum squared resid0.000695Schwarz criterion-5.815350Log likelihood33.68192F-statistic903.3599Durbin-Watson stat2.633079Prob(F-statistic)0.000000由此結(jié)果可知R2=0.9978,模型擬合度較高，但模型解釋變量的系數(shù)不顯著, 宜作進(jìn)一步檢測(cè)：異方差檢驗(yàn)White He

11、teroskedasticity Test:F-statistic0.077299Probability0.992985Obs*R-squared3.821028Probability0.872899懷特檢驗(yàn)顯示模型不存在異方差;（4）自相關(guān)檢驗(yàn)DW=2.63,模型有可能存在自相關(guān)，B-G檢驗(yàn)結(jié)果為:Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic10.08227Probability0.027401Obs*R-squared8.344682Probability0.015416模型確實(shí)存在自相關(guān)做進(jìn)一步調(diào)整，在模型中加入一階與兩階的

12、自相關(guān)回歸，得到：Dependent Variable: LOG(C1)Method: Least SquaresDate: 06/04/10 Time: 17:01Sample: 1999 2008Included observations: 10Convergence achieved after 9 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LOG(G)0.2766340.02750810.056660.0005LOG(Y1)0.4447740.03828111.618590.0003A-0.2407310.012134

13、-19.839780.0000C3.3763600.15068322.407010.0000AR(1)-0.6237890.240381-2.5949990.0604AR(2)-0.9275400.246678-3.7601240.0198R-squared0.999532Mean dependent varAdjusted R-squared0.998947S.D.dependent varS.E. of regression0.006067Akaike info criterionSum squared resid0.000147Schwarz criterionLog likelihoo

14、d41.44129F-statisticDurbin-Watson stat2.837290Prob(F-statistic)8.1246540.186961-7.088257-6.9067061708.6290.000001Inverted AR Roots -.31+.91i-.31-.91iR2=0.999,高度擬合，并且解釋變量的系數(shù)均顯著，模型滿足同方差假設(shè)，不存 在自相關(guān)現(xiàn)象，結(jié)果顯示模型擬合的非常好。LOG(C1) = 0.2766*LOG(G) + 0.4448*LOG(Y1) - 0.2407*A + 3.3763 +-0.6238LOG(C1(-1)-0.9275LOG(C

15、2(-2)由此結(jié)果顯示，政府人均支出對(duì)消費(fèi)的影響彈性為0.2766,人均收入對(duì)消費(fèi)影響 的彈性為0.4448,收入分配對(duì)人均消費(fèi)影響影響的彈性為-0.2407，同時(shí)當(dāng)期消 費(fèi)還受前一期和前兩期消費(fèi)習(xí)慣的影響，彈性分別為-0.6238和-0.9275(二)考察農(nóng)村人均消費(fèi)與實(shí)際人均政府支出，城鎮(zhèn)居民平均可支配收入，收 入分配差距的關(guān)系。在Eviews中輸入數(shù)據(jù)，得到散點(diǎn)圖：考察農(nóng)村的數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖可以推測(cè)出96-99年之間可能存在斷點(diǎn)，對(duì)模型回歸:Dependent Variable: LOG(C2)Method: Least SquaresDate: 06/04/10 Time: 16:13Sam

16、ple: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Error t-StatisticProb.LOG(G)-0.0290790.036977-0.7864060.4439LOG(Y2)0.9164480.05969315.352820.0000A0.0610500.0323881.8849910.0790C0.3756220.2339211.6057670.1292R-squared0.996250Mean dependent var6.596664Adjusted R-squared0.995500S.D. depe

17、ndent var0.302313S.E. of regression0.020280Akaike info criterion-4.773743Sum squared resid0.006169Schwarz criterion-4.574914Log likelihood49.35056F-statistic1328.361Durbin-Watson stat1.288888Prob(F-statistic)0.000000看出模型回歸得不夠理想，可能是由于斷點(diǎn)的存在，檢測(cè)斷點(diǎn)，98年的檢測(cè)顯示：Chow Breakpoint Test: 1998F-statistic2.396560Pr

18、obability0.113390Log likelihood ratio11.90783Probability0.018050結(jié)果表明，在98年左右數(shù)據(jù)明顯存在斷點(diǎn)，考慮到模型的實(shí)用性，我們只對(duì)98 年之后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到結(jié)果為：Dependent Variable: LOG(C2)Method: Least SquaresDate: 06/04/10 Time: 16:16Sample: 1998 2008Included observations: 11VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LOG(G)0.3225160.09888

19、13.2616660.0138LOG(Y2)0.4426380.1443443.0665480.0182A-0.1892520.073108-2.5886820.0360C2.1288770.5644143.7718390.00706.8018090.197268R-squared0.996873Mean dependent varAdjusted R-squared0.995533S.D. dependent varS.E. of regression Sum squared residLog likelihood0.013184 Akaike info criterion0.001217

20、Schwarz criterion-5.544355-5.399666743.9531Durbin-Watson stat1.759692 Prob(F-statistic)0.00000034.49395 F-statistic模型的R2=0.9969,擬合度較好，(2)異方差檢驗(yàn)：White Heteroskedasticity Test:F-statistic10.80584Probability0.087428Obs*R-squared10.75126Probability0.216195懷特檢驗(yàn)顯示不存在異方差，模型滿足同方差假設(shè)；(3)自相關(guān)檢驗(yàn)：DW=1.76，據(jù)此可知模型不存在一階自相關(guān)。B-G檢驗(yàn)的結(jié)果如下:Breusch-Godfrey