基于消費函數(shù)模型的內蒙古城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費支出影響的分析研究

文志月

(內蒙古工業(yè)大學 經濟管理學院，內蒙古 呼和浩特 010000)

內蒙古作為欠發(fā)達自治區(qū)，經濟發(fā)展水平較低，但隨著改革開放的步伐，經濟全球化發(fā)展,城鎮(zhèn)居民生活水平得到顯著的提高,一方面，表現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大幅度增加,另一方面，表現(xiàn)在人均消費支出上也有了明顯增長，城鎮(zhèn)居民的消費支出與可支配收入之間存在著某種聯(lián)系，需要分析兩者之間數(shù)量關系的基本規(guī)律。由于居民的消費支出在總消費中占重要地位，且主要取決于可支配收入的多少，因此，研究內蒙古城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入的意義重大。筆者通過收集內蒙古2001年～2015年城鎮(zhèn)居民人均消費支出與人均可支配收入的數(shù)據(jù)，并用stata軟件對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析研究。

1 文獻綜述

關于居民人均可支配收入對人均消費支出的影響，孫海濤(2011)以協(xié)整理論為基礎，得出二者之間存在長期均衡的單向因果關系。張林泉(2011)基于變系數(shù)模型，認為當期收入是影響居民消費的最重要的因素。童百利等(2012)從凱恩斯消費函數(shù)出發(fā)，認為無論在長期還是在短期內兩者有著強相關性。陳啟蕊(2013)對模型進行參數(shù)檢驗，認為人均可支配收入對人均消費支出具有顯著的影響。趙陽等(2017)得出我國城鎮(zhèn)居民的消費彈性為0.9327，收入與消費強相關的結論。吳海琴(2020)認為二者存在長期穩(wěn)定的均衡關系，在偏離均衡時誤差修正項進行反向調整。Boriss Siliverstovs(2006)檢驗了美國實際人均私人消費支出與實際人均個人可支配收入之間是否存在多協(xié)整關系，并且二者符合漿流模型。

現(xiàn)有的眾多文獻表明，學者們的研究基于全國或地方層面的數(shù)據(jù)，且研究的結果均證明人均可支配收入影響人均消費支出。由于不同地區(qū)收入的差距較大，因而消費支出水平有所區(qū)別。鑒于此，筆者選擇內蒙古自治區(qū)作為研究對象，以stata軟件為輔助工具，選取2001年～2015年共計15年的年度數(shù)據(jù)，以凱恩斯消費函數(shù)模型為基礎，運用經濟計量方法實證檢驗內蒙古自治區(qū)城鎮(zhèn)居民人均消費支出與人均可支配收入之間的關系，對政府采取措施促進消費提出一些建議。

2 消費函數(shù)理論

凱恩斯提出了3個關于消費函數(shù)的假說，①邊際消費傾向，即當收入增加時,人們會增加消費,但增加量比收入的增加量少；②平均消費傾向，是指任意收入水平上消費支出在收入中的比率，隨著收入的增加,人們的平均消費傾向會下降；③消費由現(xiàn)期收入決定假說。在上述3個假說基礎上, 最簡單的消費函數(shù)為:C=C0+βY, C0>0, 0<β<1,其中C0表示自發(fā)性消費,為基本最低消費支出,是固定值;β為邊際消費傾向，βY表示引致消費的部分。

消費函數(shù)反映了消費支出與決定消費的各種因素之間所存在的關系，決定消費水平的因素很多，如：收入、物價、人口等，而收入是最重要的因素。一般來說，消費函數(shù)實質上為消費與收入之間的函數(shù)關系。

凱恩斯的消費函數(shù)理論是他在《就業(yè)，利息和貨幣通論》一書中提出：總消費是總收入的函數(shù)。這一思想線性函數(shù)形成，由此建立模型1。

Ct=α0+α1Yt+μ1

(1)

其中：α0為自發(fā)消費，α1為邊際消費傾向，μ1為隨機誤差項。

斯密塞斯短期消費函數(shù)理解為：消費與收入之間在短期內變動情況。短期消費函數(shù)與收入不成固定比例關系，并不固定在一定水平上，會隨著時間逐漸向上移動，其原因是收入以外的各種因素影響著消費函數(shù)，是自發(fā)的α逐漸增大，因為人類的享受水平和享受范圍總是隨著社會生產的發(fā)展而不斷提高，由此建立模型2。

Ct=α+βYt+γCt-1

(2)

Ct表示t期消費，Yt表示t期收入，Ct-1為t-1期消費,α，β，γ為參數(shù)。

生命周期消費理論由美國經濟學家弗朗克莫迪利安尼提出。生命周期消費函理論認為，人們對自己一生的消費做出計劃，以達到整個生命周期的最大滿足。人們在年輕時參加工作，年老時純消費而無收入，用第一階段的儲蓄來彌補第二階段的消費，這樣，整個社會不同年齡段人群比例會影響總消費與總儲蓄。由此，建立模型3。

Ct=α+βYt+γYt-1

(3)

Ct表示t期消費，Yt表示t期收入，Yt-1為t-1期的收入,α，β，γ為參數(shù)。

3 實證分析

3.1 變量的選取與數(shù)據(jù)來源

選取內蒙古自治區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入除以CPI再乘以100的數(shù)據(jù)作為解釋變量，人均消費支出除以CPI再乘以100的數(shù)據(jù)為被解釋變量。數(shù)據(jù)的選取來源于內蒙古自治區(qū)的地方統(tǒng)計局。

3.2 繪制散點圖

運用stata軟件繪制城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入的散點圖。從圖1中我們可以看出，消費支出與可支配收入的大致趨勢為一條直線，具有線性相關關系，說明假設的線性方程比較恰當。

圖1 內蒙古城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入散點

3.3 相關性分析

我們運用stata軟件對城鎮(zhèn)人均消費支出與人居可支配收入兩個變量進行相關性分析，從而發(fā)現(xiàn)兩個變量之間的相關密切程度。從表中我們可以得出，可支配收入與消費支出之間的相關系數(shù)高達0.9981，具有十分明顯的相關性和顯著的統(tǒng)計意義。

表1 內蒙古城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入相關性分析

3.4 描述性統(tǒng)計分析

各變量描述性統(tǒng)計結果見表2，標準差結果顯示：各年內蒙古城鎮(zhèn)居民消費性支出離散程度較大，其中消費性支出最高的年份消費性支出達21 637.98元，最低的年份為30 261.13元，內蒙古城鎮(zhèn)居民隨著時間的推移消費性支出與可支配收入都在不斷地上漲。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

3.5 建立回歸模型

在凱恩斯消費函數(shù)理論和相關分析的基礎上，可用一元線性回歸方程對可支配收入與消費支出兩個變量進行擬合，我們運用stata軟件來建立回歸模型，建立回歸模型得到的回歸方程為：

c=443.5225+0.7238947y，可支配收入與消費支出顯著相關。

表3 內蒙古城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入回歸分析結果

3.6 自相關檢驗

3.6.1 時間序列圖。時間序列圖顯示出隨著年份的增長，可支配收入與消費支出都呈現(xiàn)增長趨勢。兩條線并不平行，缺口在變大，消費邊際效應遞減，消費線一直居于收入線的下方，可見人們的可支配收入的分配用于非消費性支出，且收入越高，收入于消費的差值越大。

圖2 內蒙古城鎮(zhèn)居民消費支出與可支配收入各自的時間序列

3.6.2 殘差與殘差滯后階畫成散點圖。由圖3、圖4可知，散點在0附近波動，可能存在自相關。

圖3 殘差與滯后一階散點

圖4 殘差與滯后二階散點

3.6.3 BG檢驗。進行BG檢驗，P值為0.0082，結果顯示此模型可能存在自相關。

表4 BG檢驗結果

3.6.4 Q檢驗。進行Q檢驗，P值為0.0062，結果顯示此模型可能存在自相關。

wntestq el

Portmanteau test for white noise

Portmanteau (Q) statistic = 16.2493

Prob > chi2(5) = 0.0062

自相關和偏自相關的Q檢驗結果如表5所示，結果顯示存在自相關。

表5 自相關和偏自相關的Q檢驗結果

3.6.5 DW檢驗。進行DW檢驗，d為0.6296499，結果顯示此模型可能存在自相關。

estat dwatson

Durbin-Watson d-statistic( 2, 15) =.6296499

4 自相關的修正

4.1 HAC穩(wěn)健標準誤

通過輸入命令 newey c y,lag(2)

表6 HAC穩(wěn)健標準誤分析

4.2 廣義差分法

prais c y ,corc

表7 CO迭代法回歸結果

rho | .8602103

Durbin-Watson statistic (original) 0.629650

Durbin-Watson statistic (transformed) 1.335330

prais c y,nolog

表8 PW估計法回歸結果

rho | .7676641

Durbin-Watson statistic (original) 0.629650

Durbin-Watson statistic (transformed) 1.292974

reg c y

表9 最小二乘回歸結果

比較兩個回歸的結果可得紐威韋斯特法與最小二乘回歸法與廣義最小二乘法，標準誤相差不大，t值也相差不大，而且從P值來看都是顯著的，假如存在自相關也不影響結果，所以最終用廣義最小二乘法的結果,結果為c=619.7089+0.7037603y。

4.3 對其他模型的回歸

對第二個方程Ct=α+βYt+γCt-1，進行OLS(普通最小二乘法)回歸，回歸結果顯示R2為0.9962，說明解釋變量對被解釋變量的擬合程度較好，而且yt顯著，yt-1不顯著，所以，此模型不適合作為最終模型。

表10 對第二個方程的OLS回歸

對第三個函數(shù)Ct=α+βYt+γYt-1，進行OLS(普通最小二乘法)回歸。結果顯示如表11所示?；貧w結果顯示R2為0.9965，說明解釋變量對被解釋變量的擬合程度較高。Ct顯著，ct-1不顯著,所以，此模型不適合作為最終模型。

表11 對第三個方程的OLS回歸

5 結論

在文中，基于消費函數(shù)模型，研究內蒙古城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費支出影響，結果是當期收入是影響居民消費的最直接、最重要的因素。政府通過減稅降稅、增加轉移支付等手段來提高居民可支配收入，進而增加消費，刺激內需。當然，在此結果下，我們也不能忽視非收入因素對消費的影響，政府應完善相關政策、完善社會保障體系，提高居民的預期收入等。