收入与消费论文精选(九篇)
第1篇：收入与消费论文范文
关键词：居民消费；收入水平；动态关系；城乡差异
一、序言
消费模型是宏观经济学中最基本的研究对象之一。在现实生活6中， 由于影响居民消费的因素很多，如收入水平、商品价格水平、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、风俗习惯等， 所以出现了多种消费理论。国际上比较流行的消费理论有： 绝对收入消费理论、相对收入消费理论、生命周期消费理论 、持久收入消费理论等。
本文基于1978-2008年中国历年城乡居民人均全年消费水平、人均全年收入水平、财产收入以及CPI等数据，实证分析中国城乡居民人均消费水平与人均收入水平之间的动态关系及城乡差异。
二、数据来源及说明
本文分析采用的样本取自1978-2008年的中国经济数据， 源于历年的中国统计年鉴。用中国城镇居民人均全年消费性支出、人均全年可支配收入分别反映城镇居民消费水平和收入水平。 用中国农村居民人均全年生活消费支出、人均全年纯收入分别反映农村居民消费水平和收入水平。用人均存款余额近似替代财产性收入，用城市和农村CPI指数表示物价水平。
三、模型建立及估计
本文要从城市和农村两个区域研究影响消费的因素。对于定性变量，可以引入虚拟变量D（I）。
农村与城市边际消费相同，惯性影响相同，然而，自发消费城市是农村的三倍左右。
模型2较模型1能更好的反应影响消费的因素。首先，可拟优度比较高；其次，惯性消费从经济意义上来看，也是消费的影响因素之一；最后，著名经济学家杜森贝利提出的相对收入消费理论是本模型的佐证。
四、结论
本文运用计量经济学分析方法对中国城乡居民消费进行研究， 得出以下结论：
中国城镇居民人均收入和消费水平始终高于农村居民收入和消费水平， 且均呈上升趋势。近年来，中国城镇居民生活水平提高较快， 而农村居民生活水平增长缓慢， 农村居民与城镇居民生活水平差距有扩大趋势。
中国城乡消费的主要影响因素为当期收入和惯性消费（上期消费）。每收入1元，平均消费0.42元，同时上一期消费平均每增加1元对本期消费所带来的惯性影响为0.47元。
中国城市人口自发消费是农村的3倍左右。城市自发消费为129.43元，但农村仅仅为43.75元。（作者单位：西安财经学院）
参考文献
第2篇：收入与消费论文范文
关键词：农村居民；消费函数；线性回归模型；eviews
一、研究背景
消费是拉动国家经济增长的三驾马车之一，世界金融危机过后，在我国外需下降的情况下，扩大居民消费就显得更加重要，而对于半数以上国民都是农村居民的中国来讲，能否扩大农村居民消费就直接关系着中国经济能否保持快速增长。决定消费的因素有很多，在经济学中就存在着众多的消费函数理论，每种消费函数中的自变量不相同。
贵州省是一个经济比较落后的内陆地区，其出口额本就较少，更能代表当下我国外需下降的情况，且其农村居民达到了2600多万人。因此，选择贵州省具有一定的代表性。
二、理论与实证分析
在西方经济学中存在着不同的消费函数理论，其中居于主流的主要有四种，分别是：绝对消费理论、相对消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论。每种理论的产生环境以及前提假设不同，因此其侧重的解释因素不同，表现在计量模型中就是解释变量不同。用计量经济模型来衡量各种消费理论的一个前提是理论中的解释因素要能得到量化，因此从该点考虑出发，永久收入消费理论就难以符合这个条件，因为迄今为止还没有找到有效的方法来区别该理论中的持久收入和瞬时收入、持久消费和瞬时消费。所以本文仅对另外三种理论进行实证分析。
（一）凯恩斯绝对消费假说
1、相关理论依据
根据凯恩斯的理论，在影响消费的众多因素中，家庭收入起着决定性的作用，消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加，人们的消费也增加，但是消费的增加不及收入增加的多，即消费的边际倾向是小于1的。
2、绝对消费假说的检验
（1）模型的建立
根据绝对消费假说建立一元线性回归模型ct=β0+β1y+ut，其中：可支配收入是决定消费的唯一重要的因素；我们用ct来表示当期消费，y表示当期可支配收入，β0表示可支配收入为0时的消费，即为维持生存的最低消费量，β1为边际消费倾向。
（2）数据的采集与初步分析
我们从统计年鉴中搜集到了1978-2008年的贵州省农村居民的可支配收入以及消费水平的数据。利用eviews进行数据分析。首先对上述数据进行散点图分析，由ct和y的散点图可以看出：ct和y的线性关系比较明显，说明假设的线性方程比较恰当。
（3）模型参数的估计
我们用最小二乘法进行回归分析，得到结果：
ct=36.44+0.78*y
p=（0.003）；（0.00）
r2=0.996
以上是就回归的结果，其中：β0和β1均通过了检验，且方程的r2非常高。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程进行white检验（本文选择的都是不含有交差项的检验），检验得到的相伴概率p值为0.01，小于显著性水平，认为该方程存在异方差。
对异方差进行修正，因为消费ct的残差随着解释变量y的增加而增加，因此以1/y为权，做加权最小二乘估计，得到：ct/y=β0/y+β1+ut/y。进行回归，得到估计方程如下：
ct=11.85+0.82*y
用修正之后的残差做white检验，检验结果说明已经克服了异方差性，但是修正的代价是方程的拟合优度大幅度下降，从0.996下降至0.2，考虑到异方差并不会影响估计参数的无偏性，因此使用未经修正的估计方程。
b、自相关检验。从原方程的输出结果得知d-w统计量为0.764，可知，该方程存在正自相关。再对残差进行lm检验，发现该方程只存在一阶自相关，得到残差的回归估计方程：
resid=3.664-0.005*y+0.635resid-1
接下来用广义最小二乘法对自相关问题进行修正。首先估计自相关系数：
ρ＝1-dw/2=1-0.764/2=0.618
对原变量做广义差分变换。令：
gdct=ct-0.618*ct-1
cdyt＝yt-0.618*yt-1
对gdct和gdyt，以1979-2008年为样本再次回归，得：
gdct=18.73+0.76*gdyt
两个估计参数对应的p值分别为0.05和0.00，r2=0.986。经过修正之后的方程的拟合优度很高，且经检验可得误差项不存在自相关。返回运算得到：β0＝18.73/（1-ρ）＝49.03，则原模型的广义最小二乘估计结果是：
ct=49.03+0.76*y
（5）绝对消费假说的实证总结
从上可知，贵州农村居民消费行为比较符合凯恩斯的绝对消费假说，且贵州省农村人均消费性支出平均占可支配收入的76%，总体上来讲比较低，贵州农村居民消费具有较大的潜力。但是凯恩斯的绝对消费假说里有一个理论缺点，即建立在名义货币工资上的消费理论，不能反映：当名义工资不变，但是物价上涨时人们的消费变化。因此，在寻找影响消费的因素时，应剔除物价指数变化的影响，但这不属于本文的探讨范围。
（二）相对收入消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家杜森贝利认为消费者的消费会受自己过去的消费习惯以及周围的消费水准的影响，从而消费是相对地决定的。依照人们的习惯，增加消费容易，减少消费困难，因为一向过着高水准生活的人，即使收入降低，多半也不会马上降低消费水准。消费固然会随着收入的增加而增加，但不易随着收入的减少而减少。
2、相对收入消费理论的检验
（1）模型的建立
根据相对收入消费理论，消费者的消费支出不仅受自己现期可支配收入的影响，而且也受过去时期的可支配收入的影响。在这种假设下，t期的消费可以表示成分布滞后的模型：
ct=β0+β1·yt+β2·yt-1+ut
其中：yt为当期可支配收入，yt-1为前期最高收入，ut为随机误差项。
（2）数据的采集与初步分析
依然使用前面搜集的贵州农村居民的收入与消费数据。先对原始数据进行初步加工，找出对应每一年的前期的最高收入。然后分别描绘ct与yt-1以及ct与yt之间的散点图，从描绘的散点图可初步判断，ct与yt以及yt-1之间的线性关系比较明显。
（3）模型参数的估计
对于上述假设方程，利用最小二乘法进行回归估计，得到：
ct=39.08+0.88*yt-0.11*yt-1
p=（0.003）；（0.00）；（0.22）
ad.r2=0.995
根据回归结果，除了yt-1的系数之外，其他系数均通过检验。yt-1的系数等于-0.11，表明：贵州农村居民的现期消费与过去的最高收入成反向相关关系，明显不符合经济意义。并且，yt-1的统计量对应的p值是大于显著性检验水平0.05，故认为yt-1的系数不显著。再对yt-1做多余变量检验，得到：f=1.57，对应的p值为0.22，远远大于显著性检验水平0.05，故认为yt-1是多余的解释变量，不应该作为解释变量纳入方程。
（4）相对收入消费理论的实证总结
从以上的回归结果可以看出，相对收入消费假说并不适合于贵州省农村居民的消费函数，对于贵州省农村居民来讲，过去的收入对其现期消费并不构成重要的影响，而绝对收入才是影响居民消费的重要因素。
（三）生命周期的消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家莫迪利安尼认为人们会在更长时间内计划他们的生活开支，从而达到他们在整个生命周期内消费的最佳抉择。一般说来，年轻人家庭收入偏低，这时消费可能会超过收入，但是随着他们进入壮年和中年，收入日益增加，这时收入就会大于消费，并且这些收入还可以弥补年轻时代的消费收入差额以及用于养老。
2、生命周期消费理论的检验
（1）模型的建立
根据生命周期消费假说，人们的现期消费ct不仅和现期收入yt有关，而且和消费者以后的各期收入的期望值以及开始时的资产有关。在这种假定前提下，用线性计量模型表示消费者的消费模型为：
ct=β0+β1*yt+β2*at+ut
其中：at为即刻消费者拥有的住房财产，因为储蓄直接的由收入和消费决定，所以本文不将储蓄作为解释变量。
（2）数据的采集与初步分析
我们在统计年鉴上找到贵州1999-2009年农村居民的人均住房面积和每平方米的住房价值，经过简单相乘处理，得到农村居民人均拥有的房产价值。首先通过散点图进行初步分析，从软件给出的散点图可以初步判断，ct和yt以及at之间存在着明显的线性关系。
（3）模型参数的估计
对于生命周期消费理论的消费函数，仍然用最小二乘法估计，得到结果如下：
ct=-56.92+0.73*yt+0.05*at
p=（0.27）；（0.00）；（0.14）
ad.r2=0.99
除了yt的系数通过检验外，at的系数和常数项都未通过显著性检验。由经验可知，如果模型的r2很大，f检验通过，但是有些系数不能通过t检验，则是出现了与经典假设不相符合的现象，接着做进一步检验。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程实行white检验，以便找到是否存在异方差现象。得到lm统计量为5.5，对应的p值为0.24，远远大于显著性检验水平0.05，故认为该方程不存在异方差问题。
b、自相关的检验。接下来检验方程是否存在自相关问题，由于样本较小，不能用d-w检验，所以采用lm检验，检验结果表明残差项无自相关。
c、多重共线性检验。首先求出yt和at的简单相关系数矩阵，为，可以判断两者存在很强的线性关系，需要进行修正。我们利用差分法对多重共线性进行修正，令：
dct=ct-ct-1；dyt=yt-yt-1；dat=at-at-1；
用ols方法估计得到：
dct=22.18+0.609dyt+0.045dat
p=（0.49）；（0.005）；（0.19）
ad.r2=0.72
重新检验方程的共线性，得到简单相关系数矩阵为：，可见两个解释变量之间的简单相关系数0.34<
（5）生命周期消费理论实证总结
综合以上过程，我们可以得知，生命周期消费理论同样不适合贵州省农村居民，人们的消费更主要的是受当期的可支配收入的影响。
三、实证分析总结与建议
上文对西方经济学中三种重要的消费函数进行了实证分析，实证结果表明最符合贵州省农村居民消费行为的是绝对消费函数。这说明人们的现期可支配收入对当期的消费具有决定性的影响。当然，我们并不是说，其他因素对农村居民的消费没有影响，而是从长期看来，起着持久决定性影响的是可支配收入。究其原因，可能主要是贵州农村居民比较贫困，刚好处在温饱线附近，故其消费更主要的是受现期可支配收入的影响，其消费的收入弹性很大。
目前世界经济仍没有明显的复苏迹象，再加上世界政治局势动荡不安，我国出口复苏不会很快，因此我国还要坚持扩大内需，而增加农村居民的消费是其中很重要的一环。从上文的分析来看：增加农民的可支配收入是扩大农村居民消费最有效的手段，而且随着我国城乡居民的收入差距加大，增加农村居民收入已是刻不容缓。具体政策可以增加对农民的转移支付，加强农村基础设施建设，将农民增收作为一项长久的政策来贯彻实施。
参考文献：
1、张晓峒.计量经济学基础[m].南开出版社,2007.
2、高鸿业.西方经济学[m].中国人民大学出版社,2007.
第3篇：收入与消费论文范文
关键词：农村居民；消费函数；线性回归模型；Eviews
一、研究背景
消费是拉动国家经济增长的三驾马车之一，世界金融危机过后，在我国外需下降的情况下，扩大居民消费就显得更加重要，而对于半数以上国民都是农村居民的中国来讲，能否扩大农村居民消费就直接关系着中国经济能否保持快速增长。决定消费的因素有很多，在经济学中就存在着众多的消费函数理论，每种消费函数中的自变量不相同。
贵州省是一个经济比较落后的内陆地区，其出口额本就较少，更能代表当下我国外需下降的情况，且其农村居民达到了2600多万人。因此，选择贵州省具有一定的代表性。
二、理论与实证分析
在西方经济学中存在着不同的消费函数理论，其中居于主流的主要有四种，分别是：绝对消费理论、相对消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论。每种理论的产生环境以及前提假设不同，因此其侧重的解释因素不同，表现在计量模型中就是解释变量不同。用计量经济模型来衡量各种消费理论的一个前提是理论中的解释因素要能得到量化，因此从该点考虑出发，永久收入消费理论就难以符合这个条件，因为迄今为止还没有找到有效的方法来区别该理论中的持久收入和瞬时收入、持久消费和瞬时消费。所以本文仅对另外三种理论进行实证分析。
（一）凯恩斯绝对消费假说
1、相关理论依据
根据凯恩斯的理论，在影响消费的众多因素中，家庭收入起着决定性的作用，消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加，人们的消费也增加，但是消费的增加不及收入增加的多，即消费的边际倾向是小于1的。
2、绝对消费假说的检验
（1）模型的建立
根据绝对消费假说建立一元线性回归模型Ct=β0+β1Y+Ut，其中：可支配收入是决定消费的唯一重要的因素；我们用Ct来表示当期消费，Y表示当期可支配收入，β0表示可支配收入为0时的消费，即为维持生存的最低消费量，β1为边际消费倾向。
（2）数据的采集与初步分析
我们从统计年鉴中搜集到了1978-2008年的贵州省农村居民的可支配收入以及消费水平的数据。利用Eviews进行数据分析。首先对上述数据进行散点图分析，由Ct和Y的散点图可以看出：Ct和Y的线性关系比较明显，说明假设的线性方程比较恰当。
（3）模型参数的估计
我们用最小二乘法进行回归分析，得到结果：
Ct=36.44+0.78*Y
P=（0.003）；（0.00）
R2=0.996
以上是就回归的结果，其中：β0和β1均通过了检验，且方程的R2非常高。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程进行White检验（本文选择的都是不含有交差项的检验），检验得到的相伴概率P值为0.01，小于显著性水平，认为该方程存在异方差。
对异方差进行修正，因为消费Ct的残差随着解释变量Y的增加而增加，因此以1/Y为权，做加权最小二乘估计，得到：Ct/Y=β0/Y+β1+Ut/Y。进行回归，得到估计方程如下：
Ct=11.85+0.82*Y
用修正之后的残差做White检验，检验结果说明已经克服了异方差性，但是修正的代价是方程的拟合优度大幅度下降，从0.996下降至0.2，考虑到异方差并不会影响估计参数的无偏性，因此使用未经修正的估计方程。
b、自相关检验。从原方程的输出结果得知D-W统计量为0.764，可知，该方程存在正自相关。再对残差进行LM检验，发现该方程只存在一阶自相关，得到残差的回归估计方程：
Resid=3.664-0.005*Y+0.635Resid-1
接下来用广义最小二乘法对自相关问题进行修正。首先估计自相关系数：
ρ＝1-DW/2=1-0.764/2=0.618
对原变量做广义差分变换。令：
GDCt=Ct-0.618*Ct-1
CDYt＝Yt-0.618*Yt-1
对GDCt和GDYt，以1979-2008年为样本再次回归，得：
GDCt=18.73+0.76*GDYt
两个估计参数对应的P值分别为0.05和0.00，R2=0.986。经过修正之后的方程的拟合优度很高，且经检验可得误差项不存在自相关。返回运算得到：β0＝18.73/（1-ρ）＝49.03，则原模型的广义最小二乘估计结果是：
Ct=49.03+0.76*Y
（5）绝对消费假说的实证总结
从上可知，贵州农村居民消费行为比较符合凯恩斯的绝对消费假说，且贵州省农村人均消费性支出平均占可支配收入的76%，总体上来讲比较低，贵州农村居民消费具有较大的潜力。但是凯恩斯的绝对消费假说里有一个理论缺点，即建立在名义货币工资上的消费理论，不能反映：当名义工资不变，但是物价上涨时人们的消费变化。因此，在寻找影响消费的因素时，应剔除物价指数变化的影响，但这不属于本文的探讨范围。
（二）相对收入消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家杜森贝利认为消费者的消费会受自己过去的消费习惯以及周围的消费水准的影响，从而消费是相对地决定的。依照人们的习惯，增加消费容易，减少消费困难，因为一向过着高水准生活的人，即使收入降低，多半也不会马上降低消费水准。消费固然会随着收入的增加而增加，但不易随着收入的减少而减少。
2、相对收入消费理论的检验
（1）模型的建立
根据相对收入消费理论，消费者的消费支出不仅受自己现期可支配收入的影响，而且也受过去时期的可支配收入的影响。在这种假设下，t期的消费可以表示成分布滞后的模型：
Ct=β0+β1·Yt+β2·Yt-1+Ut
其中：Yt为当期可支配收入，Yt-1为前期最高收入，Ut为随机误差项。
（2）数据的采集与初步分析
依然使用前面搜集的贵州农村居民的收入与消费数据。先对原始数据进行初步加工，找出对应每一年的前期的最高收入。然后分别描绘Ct与Yt-1以及Ct与Yt之间的散点图，从描绘的散点图可初步判断，Ct与Yt以及Yt-1之间的线性关系比较明显。
（3）模型参数的估计
对于上述假设方程，利用最小二乘法进行回归估计，得到：
Ct=39.08+0.88*Yt-0.11*Yt-1
P=（0.003）；（0.00）；（0.22）
Ad.R2=0.995
根据回归结果，除了Yt-1的系数之外，其他系数均通过检验。Yt-1的系数等于-0.11，表明：贵州农村居民的现期消费与过去的最高收入成反向相关关系，明显不符合经济意义。并且，Yt-1的统计量对应的P值是大于显著性检验水平0.05，故认为Yt-1的系数不显著。再对Yt-1做多余变量检验，得到：F=1.57，对应的P值为0.22，远远大于显著性检验水平0.05，故认为Yt-1是多余的解释变量，不应该作为解释变量纳入方程。
（4）相对收入消费理论的实证总结
从以上的回归结果可以看出，相对收入消费假说并不适合于贵州省农村居民的消费函数，对于贵州省农村居民来讲，过去的收入对其现期消费并不构成重要的影响，而绝对收入才是影响居民消费的重要因素。
（三）生命周期的消费理论
1、相关理论依据
美国经济学家莫迪利安尼认为人们会在更长时间内计划他们的生活开支，从而达到他们在整个生命周期内消费的最佳抉择。一般说来，年轻人家庭收入偏低，这时消费可能会超过收入，但是随着他们进入壮年和中年，收入日益增加，这时收入就会大于消费，并且这些收入还可以弥补年轻时代的消费收入差额以及用于养老。
2、生命周期消费理论的检验
（1）模型的建立
根据生命周期消费假说，人们的现期消费Ct不仅和现期收入Yt有关，而且和消费者以后的各期收入的期望值以及开始时的资产有关。在这种假定前提下，用线性计量模型表示消费者的消费模型为：
Ct=β0+β1*Yt+β2*At+Ut
其中：At为即刻消费者拥有的住房财产，因为储蓄直接的由收入和消费决定，所以本文不将储蓄作为解释变量。
（2）数据的采集与初步分析
我们在统计年鉴上找到贵州1999-2009年农村居民的人均住房面积和每平方米的住房价值，经过简单相乘处理，得到农村居民人均拥有的房产价值。首先通过散点图进行初步分析，从软件给出的散点图可以初步判断，Ct和Yt以及At之间存在着明显的线性关系。
（3）模型参数的估计
对于生命周期消费理论的消费函数，仍然用最小二乘法估计，得到结果如下：
Ct=-56.92+0.73*Yt+0.05*At
P=（0.27）；（0.00）；（0.14）
Ad.R2=0.99
除了Yt的系数通过检验外，At的系数和常数项都未通过显著性检验。由经验可知，如果模型的R2很大，F检验通过，但是有些系数不能通过T检验，则是出现了与经典假设不相符合的现象，接着做进一步检验。
（4）检验与修正
a、异方差检验。对上述方程实行White检验，以便找到是否存在异方差现象。得到LM统计量为5.5，对应的P值为0.24，远远大于显著性检验水平0.05，故认为该方程不存在异方差问题。
b、自相关的检验。接下来检验方程是否存在自相关问题，由于样本较小，不能用D-W检验，所以采用LM检验，检验结果表明残差项无自相关。
c、多重共线性检验。首先求出Yt和At的简单相关系数矩阵，为，可以判断两者存在很强的线性关系，需要进行修正。我们利用差分法对多重共线性进行修正，令：
dCt=Ct-Ct-1；dYt=Yt-Yt-1；dAt=At-At-1；
用OLS方法估计得到：
dCt=22.18+0.609dYt+0.045dAt
P=（0.49）；（0.005）；（0.19）
Ad.R2=0.72
重新检验方程的共线性，得到简单相关系数矩阵为：，可见两个解释变量之间的简单相关系数0.34<（5）生命周期消费理论实证总结
综合以上过程，我们可以得知，生命周期消费理论同样不适合贵州省农村居民，人们的消费更主要的是受当期的可支配收入的影响。
三、实证分析总结与建议
第4篇：收入与消费论文范文
关键词：农村居民消费；不确定预期；收入差距
中图分类号：F014.5 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2012）12-0026-06
Research on Rural Residents′ Consumption from the Perspective of Income Distribution
CHEN Qi，ZHAO Min-juan
（School of Economics and Management， Northwest A&F University，Yangling 712100）
Abstract：On the basis of previous research on the consumption of rural residents influence factors， this paper considers consumption habits、income、housing construction expenditure、education and medical uncertainty expenditure and income gap， and uses 30 different regions panel data from 2000 to 2009 to analyze the factors above which effect rural dwellers′ consumes. Result shows that consumption habits， income and the income gap between urban and rural residents are important factors affecting the consumption of rural residents； expectant income and housing consumption expenditure of rural residents has affected， but to a lesser extent； due to its uncertainty， education and health expenditure have strong effect on the rural dweller consumes； though the interest plays a part in dweller comsume， it is not significant.
Key words：rural dweller consume；uncertain expectation；income gap
0 引言
随着改革开放的不断深入，我国经济实现了快速增长，1979～2010年GDP年均增长率都在10%左右。但是，我国经济增长目前依然主要依靠投资拉动，而消费对经济的拉动作用明显不足，由此导致的总消费需求与经济发展严重脱节，阻碍了经济的高效增长。根据国家统计局的资料，2001年后，我国最终消费率一直低于60%，远远低于世界70%～80%的平均水平，此外，历年的数据说明我国的消费率呈现逐年下降的态势。由现阶段的状况来看，消费不足的重要根源在于农村消费需求的不足，近几年来城乡居民的人均消费情况如图1所示。
从图1可以看出，城镇居民不仅消费起点远远高于农村居民，而且从2000～2009年农村居民的人均消费曲线比较平缓，说明其每年的消费额增长很小，而城镇居民的消费曲线相对来说比较陡峭，这十年中城镇居民的人均
消费额增长了7000元左右，而农村居民仅仅增长了大概2000元。
另外，2000～2009年，农村居民人均消费水平年均增长10.2%，城镇居民消费水平年均增长10.5%，农村居民消费水平增长低于城镇居民消费水平的增长。
我国农村人口占全国总人口的60%左右，如此众多的人口在生产生活中的消费量应该是相当巨大的，但其消费额却只占社会消费总量的46%，由此看来，农村市场的消费潜力还未得到充分的开发利用，它对整个社会消费需求的拉动作用不容小觑。对于上述问题，学术界已有很多研究，其中包括收入对消费的影响、收入分配的差距对收入的影响等，但大部分研究都基于城镇居民，对农村居民的研究过少，或者只把农村居民当作对照组。此外，很多文献都只针对某个影响因素进行分析研究，很少有文献同时考虑多个因素对消费的综合影响，且一般理论分析较多，定量分析较少。本文基于以上考虑，除了传统的收入、消费习惯、利率以及物价以外，还将预期收入、收入差距和不确定性预期纳入考虑范畴，并利用2000～2009年我国30个省市自治区的面板数据分析以上因素对农村居民消费的综合影响。本文所用数据均来自《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
1 收入分配视角下的农村居民消费模型的理论框架
1.1 国外关于收入分配对消费需求的研究
（1）凯恩斯的绝对收入假说
绝对收入假说是1936年凯恩斯（Keynes）在《就业、利息和货币通论》中提出的。他认为消费是实际收入的稳定函数，收入分配是影响消费倾向的重要客观因素。之后的学者也大都以其边际消费倾向递减理论为依据来研究收入分配与消费之间的关系。但凯恩斯理论最大的缺点是太过于主观，缺乏实际经验的论证，主要体现在绝对收入假说只是个即期模型，以心理分析为基础，很大程度上是一种主观推测，没有合适的微观基础，从而缺乏坚实的基础，所以自诞生之日起就注定了凯恩斯“绝对收入假说”只能是一个过渡性的学说。后来的经济发展实践证明边际消费递减规律是不存在的，平均消费倾向与边际消费倾向基本相等，并由此产生了“消费函数之谜”。
（2）杜森贝利的相对收入假说
相对收入假说是1949年杜森贝利（J.Duesenberry）在其《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出来的。他认为消费者当期的消费并不取决于现期的绝对收入水平，而是相对决定的，受到自己过去的消费习惯和周围消费水平的影响。该理论包括示范效应和棘轮效应，示范效应是指家庭消费决策主要参考其他同等收入水平家庭，即消费有模仿和攀比性；棘轮效应是指家庭消费既受本期绝对收入影响，更受以前消费水平的影响。收入变化时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。
（3）生命周期假说和持久收入假说
生命周期假说与持久收入假说分别由莫迪利安尼（Modigliani）在1954年和弗里德曼（Friedman）在1957年提出的。生命周期假说认为，人一生的收入决定他的消费，在长期中收入与消费的比例是稳定的。这就是说决定人们消费的是收入，但这种收入不是现期的绝对收入水平，而是一生中的收入与财产。这种理论认为，人是理性的，希望实现一生中效用最大化，所以人们根据自己一生中所能得到的劳动收入与财产来安排一生的消费，以实现一生中各年的消费基本相等。持久收入假说认为消费取决于持久收入，持久收入是稳定的，消费也是稳定的。也就是说，消费取决于收入，消费者不会对所有的收入变化做出同样的反应。如果收入的变动看起来是永久性的，那么人们就有可能会消费所增加的大部分收入；如果收入的变动具有明显的暂时性，那么所增加的收入大部分会被储蓄起来。以上两种假说在本质上是一致的，结论也大同小异，都认为当期消费和当期收入之间的联系是很脆弱的，但弗莱文（Flavin）在后来的研究中发现，消费与本期收入具有明显的正相关关系，并把这种现象称为消费的“过度敏感性”。
（4）霍尔随机游走假说
霍尔（Hall）在1978年，根据卢卡斯（Robert Lucas）的思想，将理性预期方法引入消费理论，提出了随机游走假说，将消费理论由确定性条件推进到不确定性条件。其主要结论为，消费是一个随机游走过程，不能根据收入的变化来预测消费的变化，即消费的变化是不可预见的。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，所以该假说的现实解释力不强。
（5）预防性储蓄理论
存在风险时，消费者在决定消费路径时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑持久收入的变化（风险）。卡贝里罗
（Caballero，1990）认为，风险主要体现为劳动收入的变化。如果消费者不在乎风险，那么他会根据持久收入的变化决定消费的变化，这时不存在过度平滑性。但如考虑到风险，消费者必须同时进行预防性储蓄以规避风险，表现出过度平滑性。扎德斯（Zeldes，1989）发现，在CRRA函数下，消费者有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少，劳动收入不稳定的群体。这些消费者明显对预测到的收入变化反应过敏，而对未预测到的收入反应迟钝（平滑）。然而，布郎宁和卢萨迪（Browning和Lusardi，1996）指出，就象许多人不受流动性约束影响一样，许多公众由于有足够的资产或由于社会保障制度的完善使得预防性储蓄动机不那么重要。
此外，还有扎得斯（Zeldes，1989）的流动性约束假说（Liquidity Constraints Hypothesis），希（Shea，1995）的损失厌恶假说（Loss Aversion Hypothesis），以及坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw，1991）的λ假说。在如此之多的理论研究中，仍然没有哪个理论能够很好地阐释所有的消费现象，关于消费理论的体系框架也未有达成一致的结论，所以消费理论有待进一步的研究发展。
1.2 国内关于收入分配对消费需求的研究
孙江明、钟甫宁探究了收入水平、收入差距与消费需求的关系，分别建立了收入与消费的回归模型和平均消费倾向与收入、收入差距以及物价的双对数模型，分析说明提高收入对扩大农村居民的生活消费具有十分重要的作用，而缩小收入分配的差距对扩大消费需求的作用可能更加明显；任国强、夏立明利用1981～1999年中国城镇居民收入分配与消费需求的相关数据进行实证分析，结果表明城镇居民消费需求与其收入分配差距和地区收入差距之间具有负相关关系；臧旭恒、张继海利用城镇居民的消费和收入数据，检验了城镇居民收入分配基尼系数与消费倾向之间的关系，从而得出改善收入分配状况会提高居民的平均消费倾向；张东辉、司志宾构建了一个用以检验农村居民收入差距与农村居民生活消费支出之间关系的模型，实证研究表明目前中国农村居民收入差距对农村居民消费支出呈现趋于负面的影响，但这种影响并不显著；何磊、王宇鹏分析了1992～2007年16年间我国国民收入在企业、政府和居民三部门之间分配格局的变化，结果说明：经济转型以来我国居民消费需求低下的原因在于居民收入水平低，而居民收入水平低的根本原因在于长期以来国民收入分配格局的不合理，使居民的收入被政府和企业所挤占，从而抑制了居民消费需求；祁毓分别构建了2002～2008年和1997～2008年全国30个省份的面板数据，实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响，结果表明：对于城市居民而言，工薪收入的消费效应最大，对于农村居民而言，虽然家庭经营收入的消费效应最大，但是工资收入对消费的影响在逐渐提高；刘灵芝、马小辉借鉴坎贝尔和曼昆的λ假说理论所运用的分类研究方法，运用2002～2008年分阶层的收入和消费数据，dylw.net 研究了农村居民收入分配的阶层结构和平均消费倾向。研究发现，在整个农村经济内部，收入分配状况比较稳定；农村的总体收入水平和消费层次低下，但平均消费倾向较高；农村中等收入户、中高收入户、高收入户的平均消费倾向与收入分配效应下的平均消费倾向比较相近，提高中低收入阶层的收入分配地位，抑制高收入阶层的收入分配地位，有利于促进农村居民消费增长；吴迪、霍学喜利用VEC模型验证了城乡居民生活消费差距和城乡居民生活收入差距的关系。结果显示，城乡居民消费差距引起城乡居民收入差距，而城乡居民收入差距不能引起城乡居民消费差距，表明了我国农村居民消费是被动消费；魏君英、何蒲明以城乡居民收入差距指数为自变量，分析了其对城乡居民消费差异指数、城乡居民平均消费倾向之比和农村居民平均消费倾向三个指标的影响。结果表明，随着城乡居民收入分配差距的扩大，城乡居民消费差异也在扩大，而且农村居民平均消费倾向在下降，农村居民的相对消费越来越少；田青利用1998～2008年全国30个省（市）的相关数据分析消费习惯、收入、收入分配差距、教育和医疗支出的不确定性以及房价、利率等因素对消费的影响。实证结果表明：消费习惯、收入、房价、利率和不确定性对居民消费都有显著影响；收入、收入分配差距是影响居民消费的主要因素，利率和购房支出对居民消费有正向影响，但影响不大；教育和医疗等体制改革导致的居民对未来支出预期的不确定性是影响城镇居民消费的重要因素。
上述研究都运用实证方法从不同角度验证了收入分配对居民消费的影响，但大部分是以城镇、城乡居民为研究对象，或者是以农村居民作为对照组研究，很少将农村居民作为独立的研究对象进行分析，并缺乏对农村内部因素的研究。因此，本文拟在这方面进行尝试，进一步探究影响农村居民消费的因素，不仅考虑收入、收入分配对消费的影响，同时也将一些预期不确定性因素纳入考察范围，这对改善农村居民消费现状，扩大我国居民消费需求具有一定的现实意义。
2 变量的选取与模型的建立
对于农村居民来说，由于其特殊性，在消费方面与城市居民存在很大的差异，所以影响其消费的因素也和城市居民有所不同。首先，根据凯恩斯绝对收入假说，一个家庭的收入是影响其消费的重要因素，所以应第一个纳入考虑，但一般文献研究只考虑了当期的收入，并未考虑一个家庭的预期收入对消费的影响。因此，本文将收入分为当期收入和未来预期收入，当期收入用农村居民的人均纯收入表示，预期收入考虑用储蓄的变化量来衡量；其次，根据相对收入假说，居民的消费具有滞后性，即当期的消费受到以往消费习惯的影响，这里选取农村居民前一期实际消费性支出来表示消费习惯。
本文另外加入对不确定性预期的考虑，关于不确定性预期对消费的影响，国内外研究大都用预防性储蓄理论对其进行解释。国外研究通常采用失业率或者收入的变动来度量不确定性的大小。对于我国而言，由于市场机制还不健全，农村居民社会保障制度尚不完善，加之对于农村居民的失业率也难以衡量，所以住房、医疗等不确定性支出对农村居民的消费有很大影响，本文拟采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。根据经验，当前我国农村居民消费中，住房建筑、教育和医疗支出变动较大，另外，政府的相关政策也属于不确定性因素，比如说利率的调整在较大程度上影响着居民的投资与消费，因此本文选取房屋建设、教育和医疗支出费用预期以及存款利率作为具体的不确定性预期的变量。
根据相关文献的研究成果和经验，农村居民内部收入分配差距对其消费没有显著的影响，而城乡居民之间的收入差距对农村居民的消费有较大影响，所以本文选取城乡居民之间的收入差距作为收入分配的替代变量。对于居民收入差距的衡量通常都采用基尼系数表示，但由于基尼系数一般是对总体居民收入差距进行衡量，
目前也没有一个统一的计算标准，
而这里是要单独对城乡居民的收入差距进行准确度量，这就导致研究结论存在偏差。所以本文引入一种新的度量收入差距的指标，采用在收入对比中引入单位货币效用的形式来衡量收入差距，即从农村居民收入和城镇居民收入中分别剔除对货币的评价这一因素的影响，得到各自对自己收入的满足程度，从而以这种满足程度的对比来衡量收入差距。
本文在综合了西方消费理论和国内相关研究成果的基础上，构建如下理论消费模型：
Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）
其中，Ct表示t期的消费额，Ct-1表示上一期的消费额或称消费惯性，Yt代表t期的收入，Xt代表上述其他影响消费支出的因素，εt为随机误差项。
鉴于在实证研究中，双对数模型有较好的拟合效果而且便于得到各项弹性系数，此外取对数在一dylw.net 定程度上有利于克服异方差的问题，所以本文将理论模型（1）中除了预期收入、利率和收入差距以外的变量都取对数，则模型进一步扩展为式（2）的形式：
ln（Cit）=β0+β1ln（Cit-1）+β2ln（Yit）+β3AYit+β4ln（Bit）+β5ln（EMit）+β6iit+β7DYit+εit（2）
其中，i表示不同省份，t表示不同年份；Cit代表我国农村居民人均消费性支出；Cit-1代表居民消费习惯，用前一期农村居民实际消费性支出来表示；Yit代表农村居民的人均纯收入，以上三者为剔除价格因素的影响，均用当年各省的CPI平减得到；AYit代表预期收入，用储蓄变化量来表示；Bit代表房屋建设造价，以每年新建房屋的价值来表示（元/平方米）； EMit代表农村居民教育和医疗支出预期，因为是二者综合指标，这里采用比的形式，即用二者支出的和占农村居民人均纯收入的比重来表示；iit代表一年期存款利率，由一年期存款名义利率减去当年通货膨胀率计算得到；DYit代表收入分配差距；εit为随机干扰项。
2.1 变量选取说明
（1）预期收入的衡量。人们的消费观念并非能够完全理性地取决于收入与消费，因为人们的心里存在着预期收入，所以本文将收入预期纳入农村居民消费的影响因素中。关于预期收入的衡量有不同的方法，本文采用储蓄的变化量替代预期收入变量，若居民预计明年的收入会增加，那么当年的储蓄就会减少，消费自然会相对增加；若预期下年收入会减少，那么居民就会增加当年的储蓄，以维持其消费的平滑性。储蓄的变化量就作为收入的预期，计算如下：
AYit=Sit-1-Sit-2
其中，Sit-1是上一年的储蓄额，Sit-2是上上一年的储蓄额。
（2）教育和医疗支出的预期。由于我国教育和医疗体制还在不断改革和完善的过程中，所以还存在相当多的问题，特别是在农村地区，医疗和教育得不到很好的保障，造成了农村居民上学难、就医难等问题，在教育和医疗方面的支出不断增加。同时，调查走访显示，由于农村医保制度实行力度不够，农民并没有得到应有的优惠。
本文用30个省市自治区农村居民医疗保健和教育文娱支出占农村人均纯收入的比重来表示教育和医疗的不确定性预期支出，计算如下：
EMit=EDUit+MDCitYit
其中，EDUit表示教育文娱支出，MDCit表示医疗保健支出，Yit表示农村居民人均纯收入。
（3）收入差距的衡量。关于收入差距的计算，本文引入一种新的指标，其计算形式如下：
DYit=VIit/VCitUIit/UCit
其中，DYit是本文新引入的收入差距衡量指标，VIit和UIit分别指农村和城镇居民收入的绝对数，VCit和UCit分别指农村和城镇居民的一般性支出，这个一般性支出也反映了农村居民和城镇居民的消费水平；VIitVCit反映出了农村居民的收入满足程度，而UIitUCit则反映出城市居民的收入满足程度，二者之比即单位货币效用的替代量。
2.2 模型的估计与实证检验
由于本文采用的是面板数据，其中含有时间序列项，为了避免其非平稳性造成的伪回归，在构建模型之前对各个变量都进行了单位根检验，检验方法选择了相同根检验法LLC和不同根检验法ADF-Fisher，PP-Fisher。检验结果如表1。
单位根检验结果表明，模型（1）中的变量ln（Cit）、ln（Yit）、ln（Bit）、ln（EMit）、DYit均为一阶单整，AYit与iit是平稳的，符合建模要求。观察模型（1），注意到方程右边的解释变量中含有被解释变量的滞后项，因此可能会导致内生性问题，此时若仍然用传统的OLS估计法进行估计，就会造成估计系数有偏差且不一致。为解决内生性问题，本文采用广义矩法（GMM）对模型进行估计。GMM估计的工具变量选择的是因变量以及内生解释变量的二阶滞后值，即lnCit（-2）、lnYit（-2）、AYit（-2）、lnEMit（-2）和DYit，以及外生解释变量的水平值，即lnBit和iit，因为房屋造价和存款利率不是由这个经济体系内部所决定的变量，但是对该经济体系中的其他变量有影响，所以是外生的。根据以上结果，对模型的估计如下：
lnCit=0.376lnCit-1+0.501lnYit+0.000082AYit+0.039lnBit+0.139lnEMit+0.11iit-0.781DYit（3）
为了验证所选工具变量的有效性，采用Sargan检验，结果Sargan检验的p值为0.759，表明在5%的显著水平下，不能拒绝工具变量的过度识别是有效的原假设，即工具变量的过度识别限制有效，所选工具变量比较合理。
3 影响农村居民消费因素的实证分析
依据以上模型估计结果，得出以下主要结论：
（1）收入习惯对我国农村居民消费的影响比较显著，其弹性系数高达0.396。和城镇居民的消费研究结果不同，消费习惯对城镇居民的消费也有影响，但影响不大，这说明城镇居民和农村居民的消费状况有所不同。与农村居民相比较而言，城镇居民处于多变的城市环境，各种增加收入和消费的机会较多，使得消费更具有不确定性，所以他们很少会按照前期消费来支配本期的消费行为。而农村居民每年的收入和支出都鲜有明显的变化，基本上都会遵循上一期的消费来计划本期的消费行为，相对来说变化幅度较小。
（2）和其他文献研究相同，收入对消费的影响仍然是最主要的，但与城市相比，影响程度要低一些，其弹性系数为 0.501，而收入对城镇居民的消费影响弹性系数一般在0.8左右dylw.net 。这是因为城镇居民的收入变化快、幅度大，新增的那部分收入就会用来增加消费，消费的变化比较明显；而农村居民每年的收入变化幅度不大，新增的那部分收入可能不会用来扩大消费，或用于消费的部分相当少。也就是说农村居民的收入在满足最基本消费后所剩余的部分比较少，根本无力用来再扩大消费。总体来说，提高收入必然会对消费产生极大的促进作用。
（3）预期收入对农村居民的消费影响系数虽然是显著的，但影响力很小。预期收入每变化一个单位，消费会相应变化0.000082个单位。预期收入增加，表明本年度会降低储蓄，那么收入中用于消费的部分会相对增加，但就其影响程度来看，预期收入对农村居民的消费影响力系数非常小，说明对于农村居民而言，是否有根据预期收入来安排本期消费的观念还值得探究。另外一方面，用储蓄的变化量来衡量预期收入是否合理，用其他指标来衡量是否能得到不同的结果，还有待进一步探讨。
（4）住房建设对农村居民的消费有一定的拉动作用，而且其影响系数与相关文献研究中关于城镇购房支出对城镇居民的消费影响系数基本一致，为0.039，即住房建筑费用每增加1%，农村居民消费支出将会提高0.039%。但农村居民建设新房屋和城镇居民购买新房的目的不尽相同，城镇居民购买住房一方面是为了满足居住需求，另一方面是为了投资需求，近几年不断高涨的房价使得购买住房越发成为了一种投资手段。而对于农村居民来说，建新房基本是为了满足自己的居住需要。根据农村的传统，不仅每家每户都要建新房，而且大部分人还会承担起给自己的儿女建新房的责任，住房建筑支出在农村家庭消费中占有很大比重，同时也带动了与住房相关的一系列消费，能够在一定程度上带动农村居民的消费需求。
（5）与城镇居民相比较而言，农村居民在教育文娱和医疗保健方面的支出有着更加的不确定性。城镇居民因为所处的城市环境的优势，教育与医疗资源相当丰富，各种扶持政策也容易实现，所以在这两方面的支出不确定性比较小。而农村居民所处的环境使得其教育、医疗资源匮乏，相关政策不能及时到位，比如一些农村义务教育未能实行、医疗保障制度不完善、定点医院费用高昂、合作医疗基金有限、部分医疗基金被挤占挪用等，导致了农村居民教育与医疗支出的不确定性增加，作为理性的选择，居民只能收敛其他方面的消费以保证未来教育与医疗的支出需要。
第5篇：收入与消费论文范文
关键词：不同收入水平；居民消费；过度敏感性
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目（项目编号：14YJC790143）；扬州大学研究生科创基金
中图分类号：F713.5 文献标识码：A
收录日期：2015年10月24日
一、引言
近几年，我国居民的消费需求日益呈现出疲软之势，中国的消费率（最终消费支出占当年GDP的比率）从2000年的62.3%下降到2013年的49.8%，并且低于巴西、印度、南非以及俄罗斯等典型发展中国家的消费率。由此可见，有效需求不足已是目前我国经济运行过程中的重要问题，那么如何刺激居民消费并保持其稳步增长成为了国家和学术界关注的话题。“十八届四中全会”提出，要努力扩大消费需求，发挥好消费的基础作用，顺应居民消费结构升级趋势，完善消费政策，改善消费环境，不断释放消费潜力，促进经济增长。此外，学术界对于居民消费不足的问题也进行了深入的研究。很多学者基于绝对收入假说（Keynes，1936）、相对收入假说（Duesenberry，1949）、持久收入假说（Friedman，1957）等经典经济学的消费理论，提出了刺激消费要提高居民收入、降低利率、构建社会保障体系等（陈中新，2011）。还有些学者在借鉴经典消费理论的基础上结合中国的实际情况，从居民收入的分配政策（刘国光，2002；刘钦国，2007）、消费信贷环境（陈中新，2011）、收入的不确定性（许桂华，2013）、消费者行为（万广华等，2001）等多方面对我国经济发展过程中内需不足及其原因进行了深入的探究，提出要发挥税收调节作用，缩小贫富差距，完善信贷消费体系，健全社会保障体系等政策建议。此外，更多的学者认为，居民的消费对收入尤其是本期收入的变动反应更为敏感，因而由谨慎消费心理而造成的消费过度敏感性是近年来制约我国消费需求增长的重要因素。国内外学者相关的理论研究及其建议，为完善经济理论、推动经济的发展做出了重要贡献，但目前的研究还主要集中在居民总体消费的过度敏感性方面，针对不同收入水平居民的消费过度敏感性的研究相对较少。因此，研究不同收入水平居民的消费过度敏感性具有一定的理论价值和现实意义，本文将对国内外与该课题研究相关的成果进行综述。
二、消费过度敏感性研究的基础理论
多年来，国内外的经济学家一直都非常重视居民的消费问题，尤其对居民的消费与其收入之间的关系进行了深入的研究，并且提出了相对比较成熟的理论。Keynes（1936）提出了绝对收入假说，认为消费与当期收入水平之间存在函数关系，消费与当期收入同方向变动。此外，绝对收入假说在解释计划经济时期的消费者行为方面效果很好（臧旭恒，1994）。随后，库兹涅茨（1942）研究发现，消费与收入总是维持在一个固定比率，平均消费倾向相当稳定，总是在0.84与0.89之间徘徊，这就是“库兹涅茨反论”。在此之后，很多新的消费理论应运而生。相对收入假说认为，消费受当期收入水平的影响，同时过去的消费习惯以及周围其他人的消费行为也会影响着消费决定（Duesenberry，1949）。
自二战以来，作为西方研究消费者行为主流理论的“生命周期――持久收入假说”（简称LC-PIH）指出，消费依赖于居民的持久收入而不是当期收入，其中持久收入是指跨期一生收入的平均值，因而消费的变化是可以预测的（Modigliani，1954；Brumberg，1954；Friedman，1957）。然而，将理性预期方法与消费行为理论相结合的随机游走假说认为，消费的变化是无法预测的，消费的预期增长率与个人收入的预期增长率无关，未来收入的不确定性对消费没有影响（Hall，1978）。此外，Hall提出的理性预期持久收入理论（REPIH）表明，本期消费只与前期消费有关，其他任何变量都无法解释或预测消费。Zelds（1989）、Caballero（1990）运用预防性储蓄假说诠释了消费的过度敏感性。Carroll（2006）提出，在确定性情况下居民消费的最优化行为取决于其一生的总收入，而在不确定性情况下其最优化行为通常追随收入曲线同步波动。
三、不同收入水平居民的消费过度敏感性计量研究
国内外学者对于消费与当期收入关系的研究并没有产生过大的分歧，大多数的研究结果都表明：消费对收入是过度敏感的，即消费与当期收入之间存在显著的正相关关系。Flavin（1981）对相关数据进行研究分析，最早发现了消费与同期收入之间存在显著的正相关性，并把它称为消费对收入的“过度敏感性”。Johnson（1983）利用澳大利亚的数据做了定量研究，也发现了消费对收入存在“过度敏感性”（Daly，1981；Hadjimatheou，1981；坎贝尔，1989；曼昆，1989；Muellbauer，1983；Cuddington，1982；Rod Alessie，1997；Tullio Jappelli，2000；Annamaria Lusardi，1997；Luigi Pistaferri，2000）。骆祚炎（2010）、尹光霞（2011）等通过研究居民的收入结构、收入初次分配格局等对居民消费产生的影响，证明了居民消费存在过度敏感性。Deng and Jin（2008）使用时间序列数据，采用“λ假说”检验，提出我国城镇居民对其当期收入是过度敏感的。而同样地，我国农村居民消费也存在着过度敏感性（金晓彤，2002；隋艳颖、夏晓平，2009；高梦滔、毕岚岚，2010；张邦科、邓胜梁，2012）。艾春荣、汪伟（2008）研究发现，我国城乡居民消费变动对预期收入的变动呈现出过度敏感。然而，贺京同、霍焰、程启超等（2007）从行为经济学的角度来探究我国居民的消费行为，指出：行为因素会影响居民的消费，从而使我国居民消费对收入的敏感性并不强，具有平滑性。
在分析过度敏感性方面，学者采用的分析方法相似。一种是通过理论模型来分析过度敏感性。王合绪、夏阳（2000）使用固定系数模型，隋艳颖、夏晓平（2009）和孙凤（2002）等采用协整分析和误差修正模型的方法分析了居民消费的过度敏感性特征，消费与收入具有协整关系，但是具有明显的阶段性特征（韩立岩，1998；杭斌，2001；赵文奇，1996）。刘钦国（2007）按照收入的多少将城镇居民家庭进行分组，宋冬林、金晓彤、刘金叶（2003）运用状态空间模型和可变参数模型对城镇居民消费的过度敏感性进行了实证检验和经验分析，发现在不同收入层之间，消费敏感性呈“W”形分布。高月梅（2011）采用可变系数的Panel Data模型对农村居民消费的过度敏感程度进行了实证检验，发现农村居民消费对本期收入存在显著的过度敏感性，且不同区域的农村居民消费过度敏感性程度不同，具有明显的区域差异。另一种是通过研究相关系数来分析消费过度敏感性。Campbell和Mankiw（1991）提出了“过度敏感系数”，并且对美国1948～1985年的宏观数据进行回归分析，发现美国居民的消费敏感系数在0.4～0.5之间。杭斌和申春兰（2004）通过构造状态空间模型，周建（2005）采用变参分析的方法探究了我国城乡居民消费过度敏感系数的情况，发现消费敏感系数较稳定。还有一些学者探究了相对谨慎系数，李勇辉、温娇秀（2005）测算出我国城镇居民的相对谨慎系数是5.0271，而易行健、王俊海、易君健（2008）发现我国农村居民的相对谨慎系数为11.53。张安全（2012）运用面板数据研究得出，农村居民的相对谨慎系数约为6.4，而城镇居民的相对谨慎系数则为12.3。还有一种是将城镇和农村居民的消费过度敏感性进行比较分析。张邦科等（2012）通过假说检验表明，我国城镇和农村居民的消费对当期收入都是过度敏感的。王芳（2007）利用Panel Data模型研究发现，我国城镇不同收入阶层居民的消费都存在过度敏感性，并且呈现倒“草帽”型分布形态。李凌、王翔（2009）研究表明，城镇和农村居民消费的过度敏感性反应的对称性是不一样的。此外，李凌等（2009）通过省际动态面板数据研究，发现我国城镇居民的消费过度敏感性高于农村居民，而非耐用品支出的消费过度敏感性低于农村居民。张艾莲、刘柏（2013）则提出，居民消费过度敏感性体现了居民消费与当期收入的关联度，城镇居民消费的过度敏感性高于农村居民，消费的短视行为比较明显，消费行为过于谨慎。
四、不同收入群体消费过度敏感性的原因
（一）不确定性对消费过度敏感性的影响。不确定性主要是指未来收入和预期消费支出的不确定。国内外学者对不确定性如何影响消费过度敏感性这一问题进行了大量的研究，他们普遍认为不确定性会使消费过度敏感性增强。在不确定性影响消费者谨慎性的程度方面，Madsen和McAleer（2000）提出不确定性是导致消费者偏离LC/PIH假说的一个重要原因，居民对于未来的不确定性已经成为了决定消费如何变化的重要因素（万广华、张茵、牛建高，2001）。当居民面临的收入或消费支出不确定性增强时，消费者变得更加谨慎，预防性储蓄将会增加，从而消费对当期收入更加敏感，即消费的过度敏感性增强（Blanchard、Fischer，1989；Leland，1968；孙凤，2001）。臧旭恒、裴春霞（2004）认为，未来不确定性的程度与消费者的谨慎动机的强度密切相关。周少杰（2010），杜宇玮、刘东皇（2011）利用相关数据分析，发现无论从我国总体还是分城镇和农村来看，我国居民都具有较强的预防性储蓄动机。李辉、徐会奇（2011）通过实证研究也发现，我国居民消费决策具有预防性储蓄的特征，并且城镇居民和农村居民的预防性储蓄动机存在异质性。此外，未来收入的不确定性会影响我国居民的储蓄，是抑制城镇居民消费的因素之一，而农村居民未来收入的不确定性比城镇居民更高（樊潇彦、袁志刚、万广华，2007；王辉、张东辉，2010）。
（二）流动性约束对消费过度敏感性的影响。有一种观点是将λ作为受流动性约束的消费者所占比例。信贷市场不发达、失业等会使部分消费者受到信贷的约束，从而无法实现消费在各个时期的最优分配。Zelds（1989）、Deaton（1992）深入研究了流动性约束与消费行为的关系，提出信贷约束会降低居民的消费水平，并且使得消费对同期收入更加敏感。Flavin（1981）对美国的宏观数据进行定量分析发现，流动性约束是导致消费对收入过度敏感的重要原因。王合绪等（2000）通过实证研究证明了流动性约束的存在。骆祚炎（2007）认为，流动性约束使得消费者用当期的收入进行消费，因而流动性约束下的消费与当期收入呈现正相关关系，即消费的过度敏感性。欧阳俊等（2003）提出，城镇居民和农村居民消费均具有显著的流动性约束特征，并且流动性约束是经济发达地区城镇居民家庭储蓄率上升的重要原因（杭斌、申春兰，2009），对居民短期消费具有一定的制约作用（王东京、李莉，2004）。杭斌等（2004）认为，降息对消费的刺激作用的强弱与流动性约束和预防性储蓄有很大的关系。降息的收入效应大于替代效应也是产生消费过度敏感性的原因（骆祚炎，2007）。但利率不是产生消费过度敏感性的主要原因（刘钦国，2007）。居民通常为了避免在下期受到流动性约束而选择在当期不动用储蓄甚至是增加储蓄，因此消费就呈现出了过度敏感性的特征。
（三）其他因素对消费过度敏感性的影响。近几年来，国内外学者从不确定性、流动性约束以及综合这两者甚至文化与习惯等多方面对消费的过度敏感性进行了研究，丰富了居民消费行为研究的成果。王合绪、夏阳（2000）认为，统计中的总计误差、短视行为、预防性储蓄以及流动性约束等都可以解释消费的过度敏感性。消费的过度敏感性还可以用不确定性与流动性约束来解释（彭文平、杭斌，2001；申朴、刘康兵，2003）。还有学者提出，城乡居民的消费习惯差异是影响我国居民消费率的重要潜在因素，而消费惯性则会影响居民家庭消费和储蓄的决策，消费惯性的增强会降低居民平均消费倾向，进而影响居民消费过度敏感性（邹红、喻开志，2011；杭斌、郭俊香，2009；杭斌，2011）。此外，有些学者认为，居民家庭债务的过度膨胀也会影响居民的消费水平（Dynan and Kohn，2007；McKinsey Global Institute，2012）。陈太明、杜两省（2014）则提出，剥离全国层面城乡居民消费和收入的总体波动后，省级城乡居民的消费过度敏感性明显降低，封闭经济约束假说适用于解释我国省级居民消费过度敏感性的变动。
五、政策建议
（一）政府政策的制定应该注意对不同收入等级的居民区别对待，实施差异化的刺激消费政策。不同收入层次的消费者，其消费行为也不尽相同，因此要根据不同收入水平消费者的实际情况来制定政策，提高各收入水平居民的消费需求，从而扩大社会的总需求。
（二）提高居民的可支配收入，健全包括教育、医疗、住房、养老、失业等社会保障制度，稳定居民收入的增长预期，改善信贷环境，倡导信贷消费，促进我国消费信贷市场的发展，降低居民收入的不确定性和消费的流动性约束。
（三）完善宏观体制，深化收入分配制度的改革，加大收入分配政策的调节力度，缩小居民的收入差距，平衡居民的消费结构，促进国内消费需求，实现我国经济的可持续发展。
主要参考文献：
[1]J.Y.Campbell and N.G.Mankiw.The Response of Consumption to Income，a Cross-Section Investigation[J].European Economic Review，1991.35.
[2]Zeldes S.Consumption and liquidity constraints：an empirical investigation[J].Journal of Political Economy，1989.2.
[3]骆祚炎.城镇居民收入结构、收入初次分配格局与消费过度敏感性[J].财贸研究，2010.2.
[4]申朴，刘康兵.中国城镇居民消费行为过度敏感性的经验分析：兼论不确定性、流动性约束与利率[J].世界经济，2003.1.
第6篇：收入与消费论文范文
关键词:土家族农村居民;生活消费;特征分析
土家族是中国历史上悠久的少数民族之一，在公元前315年秦灭巴后，巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重庆、贵州四省接壤的武陵山区一带定居下来，并与当地居民逐渐融合。现今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治县、长阳土家族自治县、贵州沿河土家族自治县、德江、印江等县以及渝东南的石柱土家族自治县、秀山土家族苗族自治县、酉阳土家族苗族、彭水苗族土家族自治县、黔江区等(以下简称石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，与汉、苗等族杂居[1]。在聚居的地域，土家族居民在生活、饮食、居住等方面形成了自己独特的习俗。
而今，土家族地区普遍贫困落后，经济社会发展滞后于其它地方，开发少数民族地区经济，缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事，同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺，需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径，对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济，先必须了解土家族地区居民的消费特征，并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前，研究土家族地区居民消费的文献较少，主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧，刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征，认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨，缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少，余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型，并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7]，表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验，因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考，并借鉴前人的研究成果，笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。
一、相关理论介绍
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时，什么因素决定消费的总量”时，将消费倾向定义为:存在于YW (即用工资单位衡量的既定的收入水平) 和CW (即在该收入水平下的消费开支) 之间的函数关系X，即:CW = X(YW)。
其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素，当实际收入总量增加时，总消费量也会增加，但其增加的程度不如收入，也即边际消费倾向的数值为正，但小于1。基于心里规律，这一理论在实际生活中很有说服力，在人们收入水平还很低时，必须把全部收入满足基本需求，因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高，除满足基本需要以外，还有剩余用来满足其它需求，由于有些需求不是必须的，因此人们不会把全部收入用于消费，而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定，以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出，加上为后代留笔财富的心态，使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律，人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上，随着所消费物品的增加，从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势，因而消费者的边际消费率呈递减性。
自凯恩斯提出上述消费函数的概念后，有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位，近几十年来，消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看，西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是 20世纪30年代至 50年代中期，最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期，弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是 7O年代后期到80年代初期，霍尔(Hall，Robert E.，1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说，提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后，以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。
学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型，国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:c=a+bY (C表示消费水平，Y表示可支配收入，a表示自主消费水平，b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:Ct=b0+b1Yt+b2Ytmax 或者Ct=b0+b1Yt+b2Ct max ，式中Yt max 表示过去最高收入水平，Ctmax表示过去最高消费，在实际中一般采用上年消费水平Ct-1 代替Ctmax ，这样上式表达式为:Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1。笔者仍以上述理论模型为基础，建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。
二、渝东南土家族地区为例的实证分析
笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例，分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》，具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型C=a+bY进行回归分析，其中C为土家族地区农村居民人均生活消费，Y表示为农村居民人均纯收入，a表示自主消费，b表示边际消费倾向。运用Eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归，计算结果如表1。
从回归结果来看，黔江回归模型的可决系数较高(098)，T检验与F检验都能通过，拟合较好，但常数项为负数，经济学含义即自主消费量为负数，同时b值高达116，大于1，其经济学含义即边际消费倾向为116，意味着收入增长一元，消费将增加116元，因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0，边际消费倾向少于1)，该模型是失败的;石柱的消费模型中，常数项未能通过t检验，(在n=11，显著性水平a=01时，t临界值为136，上述表中仅为032);秀山的消费模型拟合较好，各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验，其中酉阳的边际消费倾向为1，不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言，除了秀山消费函数拟合较好以外，其他区县的拟合情况较差，因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。
针对上述分析出现的问题，并结合相对收入假说理论，对模型进行修正，以统计学原理为依据[14]，以参数通过相关检验为衡量标准，择优处理，得到如下分析结果见表2。
注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值，消费函数表达式中Ct表示当期消费，Ct-1表示上期消费。
从表2中的分析结果来看，可决系数都在09以上，表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上，拟合较好。同时各参数估计的t值，F都通过了检验，但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看，黔江居民生活消费行为较为特殊，当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平，其中边际消费倾向为101，即当期收入增加一个单位时，生活消费将增加101个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高，分别是095、083、099、089。另外，依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。
基于上述分析，可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一，消费行为不符合凯恩斯的消费理论，但与相对消费理论吻合较好;第二，自主性消费参数a的估计不显著，同时平均边际消费倾向普遍较高;第三，边际消费倾向偏高，甚至大于1，明显高于全国及全市平均水平。
三、原因分析
针对上述土家族居民的消费特征，分析其原因主要有以下三个方面。
(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点
在上述消费函数分析过程中，常数项参数未能通过检验，即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费，而可能是自主消费主要依靠自己生产供给，并不是在市场上购买所得，而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计，而自给自足的经济数据未能统计，因此可能部分掩盖了数据的真实性，导致常数项通不过检验。从事实上来看，渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区，与其它地方相比，该地区交通不便、经济落后、信息闭塞，至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占GDP比重来看，重庆平均水平是183%，而土家族地区5区县该指标平均在30%以上，比重最小的是黔江286%，最高的是酉阳达657%。由此可见，农业生产在该地区仍处在核心地位。另外，从农产品的商品率来看，重庆平均水平是557%，而该地区均低于这一水平，农业商品率最高的石柱为540%，最低的酉阳仅为476%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征，大量农产品未在市场上流通，而是满足于自己的生活，这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。
(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象
从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看，1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1282，远远超过重庆平均水平(0898)，黔江平均消费倾向最低，也高达0925。至2006年，平均消费倾向整体呈现下降趋势，但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1，这表明消费支出额大于收入水平，况且本文分析的仅仅是生活消费支出，这就表明该地区农村居民生活极度贫困，出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示，2006年重庆农村居民人均纯收入为2 87383元，而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2 45773元，相当于重庆平均水平的855%;最低的酉阳仅为2 03098元，仅仅相当于重庆平均水平的707%，见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素，农民的收入主要用于生活方面的必要消费，而对生活消费之外的弹性消费品需求很少，因此从这种角度来讲，要繁荣该地区农村经济，拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平，增强居民的消费能力。
(三)土家族消费文化的影响
尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低，但其边际消费倾向普遍较高，部分甚至高达09以上，相当于每增加一元收入，生活消费就会相应增加09元以上，这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒U”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高，低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在07-08之间存在很大差别[17]，何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况，那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案，笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。
土家族居民尽管并不富裕，但是其食风十分豪放，平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小，就觉得吃的不舒服;酒碗太小，就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上，更是得到了十足的体现。一般说来，客人临门，夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒，冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓，再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉，即以一片特大的肥膘肉盖住碗口，下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚，土家族待客的肉要切成大片，酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗，社日期间，家家请，户户接，社宴散时，主人还要让赴宴者带一些社饭回去，对于因故未来者，主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭，要还席，因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭，形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗，凡客至家，必以酒招待;婚丧喜庆，必设酒宴。同时，土家族是一个节日频率极高的民族，除了农历的十月外，几乎每月都有节日，有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊，排场很大。
因此，笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。
四、结论
文章以渝东南土家族为例，运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析，分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征，而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平，而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平，一方面这是该地区居民收入不高，贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展，提高农村居民的商品意识，活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业，培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化，千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。
参考文献
[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[J].中国人口科学，1999(1):57.
[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[J].商业研究，2001(11):150.
[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[J].中央民族大学学报(哲学社会科学版)，2002(2):78.
[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2000(1):6
[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2005(3):17.
[6]姚伟钧，刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2007(3):12-13.
[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[J].中南民族大学学报(自然科学版)，2001(12):86.
[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[M].魏损，译.西安:陕西人民出版社，1973:83-102.
[9]胡乃武，张海峰，张琅.我国居民消费倾向的实证分析[J].宏观经济研究，2001(6):32-35.
[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[J].经济评论，2006(2):57.
[11]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[M].北京:中国统计出版社.
[12]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[M].重庆:重庆出版社，2007.
[13]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社，2002(2):132.
[14]张晓峒.计量经济学基础[M].天津: 南开大学出版社，2005(5):50-60.
[15]刘长庚，吕志华.改革开放以来我国居民边际消费倾向的实证分析[J].消费经济，2005，8(24):44-47.
第7篇：收入与消费论文范文
胡青华（1982—），女，汉族，河南驻马店，助教，硕士，重庆大学城市科技学院，从事企业管理方向。
李聪慧（1986-），女，汉，河南长垣，助教，硕士，重庆大学城市科技学院，区域经济学。
摘 要：收入是消费的基础与前提。本文以持久收入假说为基础，运用河南省1992-2012年的统计数据，量化分析农村居民的持久收入、暂时收入与消费支出之间关系。得出误差修正模型为Log（Ct）=0.3132+0.7858log（Ypt）+0.1261log（Ytt），找出影响农村居民消费支出是持久收入。提出拉动农村消费，政府需建立长效机制增加农民收入。
关键词：农村居民收入；消费行为；实证研究
河南省是农业大省，农村居民家庭人均纯收入从1992年的588.48元增长到2012的7524.94元，平均年增速约为13.6%；人均年生活费用支出从472.61元增长到5032.14元，平均年增速也约为12.6%。人均年生活费用支出随着人均纯收入的增长不断增长，表明河南农村居民消费还存在较大潜力。目前，不少河南居民仍然存在消费不足的情况，直接制约着河南经济的发展。因而摸清农村居民消费规律，显然十分有意义。从国内的研究文献来看，运用消费理论进行定性分析城镇居民消费行为的研究较多；而借助消费函数理论，运用消费函数模型对农村居民的消费行为进行定量研究的并不多。因此，本文拟以持久收入假说为指导，运用1992-2012年河南省农村居民的有关统计数据进行分析，找出河南农村居民的消费特点，并对如何拉动农村消费需求给出相关建议。
一、文献综述
自从藏旭恒（1994）在《中国消费函数分析》提出研究我国消费函数应该将农村与城镇分开，国内出现了大量研究农村消费的文献。朱信凯、雷海章（2000）采用相对收入理论研究了我国农村居民消费行为；李景华（2005）利用1985—2004年中国农村居民家庭人均纯收入和生活消费数据，检验了西方经济学中相对收入假说和持久收入假说在中国农村居民消费中的适用性，研究结果表明，中国农村居民消费符合持久收入假说；董永红（2006）认为影响消费倾向的因素很多，就收入而言，不单是现实的可支配收入，还包括持久性收入和收入的预期状况；刘超、尚宗元、陆迁、王宇涛（2008）依据消费函数理论和收集的相关数据建立了5个计量经济模型，并对各个模型进行了经济检验、统计检验和计量经济检验，在检验合格的基础上结合理论和实际对模型展开分析，并经过对比选优选出了传统模型中最优的模型-持久收入假说模型。综上所述，基于持久收入假说消费理论来分析河南农村居民消费是比较合理的。
二、样本的选择和模型的建立
持久收入消费理论是由美国经济学家弗里德曼提出的，其认为居民的实际收入包括持久收入（Ypt）和暂时收入（Ytt）；居民的实际消费（Ct）包括持久消费（Cpt）和暂时消费（Ctt）。用公示表示为：Yt=Ypt+Ytt Ct=Cpt+Ctt （1）
持久消费由持久收入决定，暂时消费由暂时收入决定。于是持久收入假设消费函数的计量模型可表示为：Ct=α0 +α1Ypt+α2Ytt+ut （2）
由于计划经济体制时期我国农村居民受商品短缺的影响，消费能力偏低。与现有的消费能力相比缺乏一定的可比性。因此本文数据选取从1992年建立市场经济体制时开始。为了兼顾数据的可得性和研究的需要，农村居民的收入数据选取的是人均纯收入 （y），消费数据选取的是人均生活消费支出（c）。为了估计持久收入的消费函数模型，本文采用巴拉（1980）针对发展中国家，提出的估计公式：
Ypt=0.437Yt+0.323Yt-1+0.24Yt-2 Ytt=Yt-Ypt （3）
其中Ypt为持久收入，Ytt为暂时收入。通过查找《河南统计年鉴》，得到河南省农村居民1992-2012年间的收入与消费数据。
由持久性收入消费理论知，消费与收入有着密切关系。分析前，先通过散点图来考察二者的关系。从图1可以看出，消费与收入存在明显的线性关系。另外为了缩小测量尺度减少异方差，将把原始数据取对数。通过图2可知，原始数据取对数后并没有改变这种线性关系。三、模型检验分析
根据上述的弗里德曼的持久收入消费函数，得到对数变换后的模型为：
Log（Ct）=α0+α1log（Ypt）+α2log（Ytt）+ut （4）
运用相关数据对（4）式进行分析，Eviews回归结果为：
表1 依持久收入假说建立的消费函数模型的Eviews回归结果
根据回归结果得到如下的基本模型：
Log（Ct）=0.3132+0.7858log（Ypt）+0.1261log（Ytt）（5）
经检验，不存在自相关和异方差的问题。从各项统计参数看，模型具有良好的统计检验性质：各参数的t检验非常显著；F值为1491.307，模型的线性关系非常显著；拟合优度系数R2达到99%，模型拟合度良好；从各项参数看，参数的经济意义合理。模型显示：每增加1元的持久收入，就会增加0.7858元的消费支出；每增加1元的暂时收入，则会增加0.1261元的消费支出。这表明农村居民消费支出相对于持久收入的敏感性较强。若从收入影响的角度来提高农村居民的消费水平，必须把提高收入的重点放在持久收入部分，而不是暂时收入部分。
四、结论
由实证分析检验结果可知：在1992-2012年间，对于河南省农民而言，持久收入在长期内对农民消费的贡献较大。因此，提高河南农村居民持久收入是促进河南农村消费，带动河南经济增长的有效途径。
政府需制定相关政策来保障农民的收入增加。第一，优化农业内部生产结构，实施科教兴农，通过科技创新降低农业成本，增加农民收入。第二，拓宽农民家庭非农业收入的增长途径，针对农村居民的就业特点，制定灵活长效的就业机制，增加就业机会，以保证农村居民收入的稳定增长。第三，健全社会保障体系，提升预期性消费。通过完善社会保障体系，培养农村居民家庭的安全感。减轻生存负担，增强农村居民消费信心。（作者单位：重庆大学城市科技学院）
参考文献
第8篇：收入与消费论文范文
内容摘要:本文以凯恩斯的绝对收入假说为理论基础,构建城镇、农村、城乡以及各省市间收入差距对总消费影响的计量模型,定量研究了中国城乡居民收入差距对总消费的影响效应。并在杜贝森的相对收入假说理论基础之上,对计量模型进行了改进。研究结果表明:中国城乡居民收入差距对总消费的影响效应在1995年前后发生了明显的结构变化。20世纪80年代早期到90年代中期,适当地扩大过低的城镇居民以及城乡居民间的收入差距有助于促进总消费的增长,与此同时,农村居民间以及地区间的收入差距过大,缩小农村以及地区间的收入差距可进一步提高总消费。而此后城镇居民收入差距对总消费的负效用开始显现,此时必须把提高居民收入的重点放在城镇居民中的低收入阶层。
关键词:收入差距 总消费 计量模型 基尼系数
收入差距对总消费影响效应研究的现实意义及理论意义
(一)现实意义
消费需求是经济增长真正和持久的拉动力量,而消费不足一直是我国经济运行中的难题。最终消费分为政府消费和居民消费,最终消费率偏低可能的原因有:政府消费率不低而居民消费率偏低;居民消费率不低而政府消费率偏低;政府消费率和居民消费率都偏低。我国政府消费率基本与国际平均水平接近,我国最终消费率偏低是由居民消费率偏低造成的。因此扩大消费需求不是要扩大政府消费而是要扩大居民消费。而如何提高居民消费率,促进国内居民总消费需求的增长,从而促进国民经济的良性循环,是目前中国经济发展面临的重要问题。
在居民消费不足的同时,我国也面临着社会各阶层群体间的收入水平差距过大,分配体系总体结构失衡的问题。改革开放以来,我国居民收入水平虽然有了较大提高,但不同社会阶层之间、不同行业之间、不同地区之间、城乡之间的收入差距不断扩大,贫富悬殊。缩小收入差距是否可以同时缓解中国经济当今面临的低消费以及过大的收入差距这两大严峻挑战,以及缩小哪类社会群体间的收入差距可以达到此目的这一问题对当前中国经济的健康稳定发展起着重要的作用。因此,研究收入差距对总消费的影响效应具有重要现实意义。
(二)理论意义
收入差距对消费的影响效应,在现有的西方消费理论中找不到现成的明确结论,他们之间的关系隐含在消费函数逻辑推理的背后。凯恩斯在其1936年出版的《就业、利息和货币通论》中,讨论了最早的消费函数理论。这一消费理论又被称为“绝对收入假说”,其主要观点是:在消费与收入的关系中,消费者的消费支出取决于其收入的绝对水平C=α+βY。同时也表明,平均消费倾向会随着收入的增加而减少,即一个人的收入越高,消费在其收入中所占的比例越小。这就意味着收入差距扩大会对消费产生负作用。
1949年美国学者杜森贝提出了相对收入假说,认为消费者之间存在“示范效应”,而消费本身存在“棘轮效应”。根据示范效应,收入差距越大,示范效应越大,通过消费来维护自己自尊和社会地位的压力越大,进而增加消费。根据棘轮效应―消费的不可逆性,收入差距扩大会促进消费。之后发展起来的生命周期假说和持久收入假说本质雷同,均认为微观主体消费的目的是为了增加效用,因此其消费函数都建立在消费者效用最大化的基础上,理性的消费者不仅会根据当前收入,而且会根据预期的未来收入等信息来选择一生的消费,使之服从一条比较平稳的最优消费路径。在这种情况下,无论一生总收入是多少,平均消费倾向都不会变,因此收入差距不会影响消费。然而,在广义的生命周期假说中,考虑了遗赠动机后,根据函数逻辑推理,收入差距对消费的影响取决于消费边际效用的弹性与遗赠边际效用的弹性之间的相对大小,而二者之间的大小仍未有准确的估计。之后的预防性储蓄假说和流动性约束假说是对生命周期和持久收入假说的修正,这虽然会改变消费函数的某些特征,但其对之前阐述的收入差距对消费的影响效应不会产生很大影响。当前,西方消费理论仍不能明确收入差距对消费的影响效应。因此,研究收入差距对总消费的影响效应也具有理论意义。
城乡居民收入差距对消费影响效应实证分析
(一)中国城乡居民收入差距度量
本文从《各地区居民收入基尼系数计算以及非参数计量模型分析》以及中国居民收入分配报告中直接得出1980-2007年中国东、西、中、东北部地区的城镇基尼系数以及农村基尼系数。文章利用中国统计年鉴中的数据,采用计算基尼系数的比例法(其中Iu为城镇居民收入占总收入的比重,Pu为城镇人口占总人口的比重)计算出1980-2007年中国东、西、中、东北部四地区城镇居民间收入差距的基尼系数。具体数据见图1、图2。
从图1与图2可以看出,城镇基尼系数整体上呈现上升的态势,且上升速度快,坡度陡峭。1990年以前,城镇基尼系数比较平稳,大体稳定在0.16左右,1990-2000年城镇基尼系数开始增大,进入2000年后,城镇基尼系数出现了猛然的骤增。可见,近十多年来,我国城镇居民收入分配明显恶化。
从地区差异角度来讲,四个地区在城镇居民收入差距上差异明显不大,都以同一态势增长。说明四个地区间收入的差异在城镇居民生活上体现不明显。
农村居民的基尼系数见图3,农村基尼系数四地区间的均值与方差见图4。从图3与图4可以看出,农村居民的基尼系数也是逐年递增,但增速小于城镇基尼系数。在20世纪80年代初期有一小段明显的下降时期,在90年代初期有一小段明显的加速上升时期,其余阶段比较平稳。但总体上,农村基尼系数值要大于城镇的基尼系数值。四个地区在农村基尼系数地区差异上也不是很明显,不过从图3可以看出农村居民的收入差距受地区差异影响要大于城镇居民。其中东北地区的变动趋势明显与其他三个地区不同,波动幅度更大。因此,各地区间的收入差异对农村居民生活的影响较为明显。
城乡间的基尼系数见图5,城乡基尼系数四地区间的均值与方差见图6。从图5和图6可知,城乡基尼系数也是总体上逐年上升的,但上升幅度远不如城镇以及农村基尼系数的上升幅度大,且其振动幅度比较大。1980-1989年这10年间城乡基尼系数先上升后下降,经历了一次峰值,而1990-1999年这10年间城乡基尼系数有两次比较明显的波动,经历了两次谷值。进入2000年,城乡基尼系数开始趋于平稳,稳定于0.54左右。地区差异在城乡基尼系数上表现得比较明显,从图5可以看出,东北地区基尼系数值波动的幅度很大,而东部地区的变化趋势相对平缓。因此,从基尼系数角度讲,地区间的收入差异主要表现在城镇以及农村居民的生活差异上。
因此,单从中国居民收入差距这二十几年的波动趋势角度来讲,城镇居民间的收入差距近10年来正高速递增,逐年恶化,而农村居民间的收入差距、城乡收入差距以及省际间的收入差距在近10年趋于稳定。其中农村居民收入差距以及省际间收入差距的数值相对合理,但城乡间收入差距的数值过大,超过世界银行的警戒线。
(二)计量分析
在建立经济计量模型时,考虑影响消费需求的因素众多,主要有收入因素、物价因素、收入差距因素、地区差距因素、消费观念差异因素等。在考察收入差距对总消费需求的影响关系时,必须考虑其他因素的影响。因此本文建模时,把收入以及收入差距因素作为外生变量,而计量模型中的随机干扰项则可以用来反映那些由于物价因素、地区间差异、消费观念差异等次要或难以衡量的因素所导致的消费差异的影响。
结论分析与政策建议
(一)结论分析
利用凯恩斯的绝对收入假说以及杜森贝提出的相对收入假说消费函数理论,在我国居民实际收入以及实际消费数据的基础上建立的计量模型不仅通过了经济意义检验,而且通过了统计以及计量经济学检验,且计量结果较符合现实情况,因此可以说这两种假说比较符合我国居民收入差距现状。
计量模型结果表明:1995年为结构分界点。1995年以前,消费的“棘轮效应”更显著,但总收入对总消费的弹性系数略小于1995年后的值,说明1995年以前,收入中用于消费的部分小于1995年之后的比例,大部分还是用于储蓄,但消费量正逐年随着前期消费的增长而迅速增长,进而导致1995年以后0.62的收入消费弹性系数。此后,消费惯性的作用减弱,说明总消费开始趋于平稳。1995年以前,城镇居民收入差距以及城乡居民收入差距均正作用于总消费,而农村居民收入差距负向地影响着总消费量,说明1980-1995年间,城镇居民以及城乡居民间收入差距还比较小,但农村居民间的收入差距过大,因而在此期间,应扩大城镇居民收入差距以及城乡居民收入差距,有利于消费的增长,但同时应缩小农村居民收入差距。1995年后,只有城镇居民收入差距显著的影响总消费,且是负向影响,但其影响力度小于1995之前。说明1995-2007年间,城镇居民收入差距已增长并且数值过大,而城乡和农村居民收入差距已趋于稳定。此时缩小城镇居民收入差距有利于消费增长。从地区收入差距角度来说,1995年以前地区收入差异显著的负向作用于总消费量,但1995年之后,地区收入差异对消费的影响不显著。这说明1980-1995年间,地区间收入差距比较大,此时应缩小地区间收入差距,促进总消费。1995-2007年间,地区间收入差距缩小并且趋于稳定,此期间影响消费的主要是地区间不同的消费习惯、人文政策等。
此外,无论是改进前的还是改进后的计量模型,1980-1995年间还是1995-2007年间的计量模型,均存在严重的异方差现象。因而有必要就总消费量与中国居民收入差距间的异方差现象进行分析。1980-2007年城镇居民、农村居民以及城乡居民间收入差距的自然对数值与总消费支出的自然对数值间的关系见图7。
从图7可知,随着城镇居民基尼系数的增加,总消费量先是由低于总消费均值上升到高于总消费均值,然后再次下降,之后又经历了由低到高的阶段,最后再次下降到均值以下,因此为促进总消费,最佳的城镇居民收入差距值应控制在0.17-0.18以及0.22-0.26左右。当农村居民收入差距在0.23-0.24左右时,总消费量普遍位于均值上方,随着收入差距的扩大,到0.30-0.32左右时,总消费量下降到均值下方,之后进一步扩大农村居民收入差距,总消费量分布比较分散,异方差现象严重,因此为促进总消费,最好将农村居民收入差距控制在0.23-0.24左右。将城乡居民收入差距由0.48提高到0.52之后,总消费的分布呈两极化分布,且两极化现象严重,当城乡居民收入差距达到0.52之后,高收入阶层的总消费量开始下降,而同时低收入阶层的总消费量也在下降,因此从促进总消费的角度来讲,最好将城乡居民收入差距值控制在0.48-0.52期间。
四个地区间城镇居民、农村居民以及城乡居民间收入差距的自然对数值与总消费支出的自然对数值间的关系见图8。从图8可知,地区间收入差距与总消费间总体上呈现出单调递增型异方差性现象,说明当各地区间收入差距较小时,总消费量集中分布于均值左右,当地区间收入差距扩大到较大时,各收入阶层的总消费量较为分散,且随着地区间收入差距的扩大,总消费量的分散现象即异方差现象更加严重,再加上总消费均值随着地区间收入差距的扩大呈下降趋势,因此为促进总消费,应将地区间收入差距控制在较低水平。
(二)政策建议
结合基尼系数走势以及计量模型结果可知:近十多年来,城镇居民收入差距明显拉大,并导致了总消费量的增长缓慢。同时,进入2000年以来,农村居民收入差距以及城乡间的收入差距均趋向于稳定,农村居民收入差距大概稳定在0.35左右,而城乡收入差距稳定在0.54左右,其中虽然农村居民收入差距值不是位于促进总消费的最佳区间内,但根据世界银行的标准还相对合理,但城乡居民间的收入差距值既超过了促进总消费的最佳水平,也超过了世界银行的警戒线。因而虽然1995年后城乡居民收入差距对总消费的影响不显著,但仍应进一步加大力度缩小城乡间的收入差距,将其控制在0.4以下。同时为了促进总消费,政府也应加大力度进一步缩小城镇间的收入差距,最初目标将其控制在0.22与0.26之间。
因此,政府在扩大居民收入进而增加居民消费时,应大部分增加城镇居民中低收入阶层的收入以及农村居民和贫困地区居民的收入,以有益于总消费量的增长。
以上结论分析以及政策建议说明1995年的经济体制改革略见成效,1995年后农村居民收入差距已缩小且趋于稳定,城乡居民收入差距也趋于稳定,地区间的收入差距呈逐年缩小的态势,但同时我国城镇居民收入差距扩大速度过快,且城乡居民收入差距值过高,这两点仍需政府部门继续提高重视。政府近两年在扩大内需过程中,主要瞄准农村地区,视农村地区为促进消费和扩大内需的重点目标并继续加强“三农”工作的政策是正确的,但同时,政府也应将扩大内需政策向城镇居民中低收入阶层倾斜。此外,虽然地区间收入差距已缩小,但为了扩大内需,政府应采取措施进一步缩小地区间的收入差距,尤其是促进极其贫困地区的发展。但重要的是,政府应认识到利用各地区的自身比较优势来发展当地的经济,从而提高其平均收入水平。
参考文献:
1.蔡生.弹性分析在经济应用中的作用.沈阳大学学报,2001.6
第9篇：收入与消费论文范文
关键词:消费函数;城乡居民;消费差异
中图分类号:F124.7文献标识码:A
2007年全国城镇居民收入为13,785.81元,消费支出为9,997.47元;农村居民收入为4,140.36元,消费支出为3,223.85元,城乡居民收入比为3.33,城乡居民消费比为3.101。这充分显示了我国经济的二元化特征,客观上造成了农村消费和城市消费模式上的差异性。在研究我国居民消费行为问题时不能一概而论,而应区别农村和城市分别进行研究,从而全面了解我国居民的消费模式以及城乡之间的差异,并采取有效合理的措施来拉动我国的消费需求,推进我国经济的科学发展。
一、基本理论
1、理论解释。在诸多的消费理论中,凯恩斯的绝对收入假说占有极其重要的地位。凯恩斯的消费理论认为:在现实生活中,决定消费支出的因素很多,如收入水平、商品价格水平、收入分配状况、利率水平、消费者偏好、消费者年龄构成以及制度、风俗习惯等,其中收入水平是最重要的因素。假定在决定人们消费的众多因素中,除收入以外,其他因素保持不变,则消费函数反映的是消费支出水平与可支配收入水平之间的依存关系。如果用C代表消费,Y代表收入,那么可以把消费函数写为:c=f(y)。对此,凯恩斯认为,存在一个基本的心理规律,即随着人们的收入增加,消费也增加,但消费的增加不及收入增加的多。
2、模型构建
Ci=C0i+βiYi+μi(1)
LCi= C0+γiLYi+μi(2)
其中:Ci为居民人均消费支出;Yi为居民人均年收入;μi为随机误差项;C0i为人均年基本消费需求;βi为居民边际消费倾向;LCi为居民人均消费支出取对数后的值;LYi为居民人均年收入取对数后的值;γi为消费弹性;i=1、2,1为城镇、2为农村。
3、数据来源。2007年31个省、自治区和直辖市的城乡居民人均消费和人均收入数据均来源于《2008年中国统计年鉴》。
二、实证分析
1、模型的分析。根据方程(1)和(2),采用eviews3.1的普通最小二乘法,分别对城乡居民消费函数进行了回归。
(1)城镇居民消费模型估计结果与分析:
F=583.1439DW=1.9336
其中,uhc表示城镇居民的人均消费;uhi表示城镇居民的人均可支配收入。
由(3)式的回归结果看,模型拟合较好。可决系数R2=0.9526,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0
F=47.3036DW=1.8507
其中,luhc表示城镇居民的人均消费取对数后的值;luhi表示城镇居民的人均可支配收入取对数后的值。
由(4)式的回归结果看,模型拟合也较好。可决系数R2=0.942,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0
(2)农村居民消费模型估计结果与分析:
F=247.8769DW=1.4617
其中,rhc表示农村居民的人均生活消费;rhi表示农村居民的人均纯收入。
由(5)式的回归结果看,可决系数R2=0.8953,表明模型在整体上也拟合的较好。从斜率项的值看,0
F=229.3123DW=1.6389
其中,lrhc表示农村居民的人均生活消费取对数后的值;lrhi表示农村居民的纯收入取对数后的值。
由(6)式的回归结果看,可决系数R2=0.958,表明模型在整体上拟合的也非常好。从斜率项的值看,0
2、城乡居民消费行为分析
(1)城乡居民消费行为描述分析。2007年城镇居民可支配收入最高的上海市为23,622.73元,最低的甘肃省为10,012.34元;农村居民纯收入最高的上海市为10,144.62元,最低的甘肃省为2,328.92元;城乡人均收入比值最小的上海市为2.3286,最大的贵州省为4.498。这说明就收入水平来说,第一,我国城乡居民收入水平总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均收入差距也是明显的,城乡居民人均收入差距有逐年拉大的趋势。
2007年城镇居民消费最高的上海市为17,255.38元,最低的青海省为7,512.39元;农村居民消费最高的上海市为10,144.62元,最低的贵州省为1,913.71元;城乡年人均消费比值为最小的上海市为1.9509,最大的为贵州省为4.0543。这说明就消费水平来说:第一,随着我国城乡居民人均收入的递增,居民年人均消费性支出总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均消费差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均消费差距是也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势。
(2)城乡居民消费行为计量检验分析。从消费函数方程(3)和(5)看,一方面城镇居民的边际消费倾向为0.69197,而农村居民则为0.37195,农村居民的边际消费倾向高出约为0.0275,这符合经济学基本原理,即低收入者的边际消费倾向高于高收入者,城镇居民的消费在收入增加中所占比例较低,城镇居民较为富裕;另一方面我国城镇居民基本消费为450.33元,而农村居民基本消费为179.19元,表明我国农村居民的生活水平远低于城镇居民。
从消费函数方程(4)和(6)看,城镇居民消费收入弹性为0.948,农村居民消费收入弹性为0.853,都缺乏弹性。也就是说,城镇居民收入每增加1%,消费增加0.948%;农村居民收入每增加1%,消费增加0.853%。
三、结论与建议
根据上述分析可得出:第一,凯恩斯的绝对收入假设消费函数理论比较符合目前我国居民的消费行为,所以要想提高农民的消费水平就必须增加农民的收入水平;第二,城镇居民的边际消费倾向要低于农村居民的边际消费倾向好几个百分点,说明城乡间由收入的差别导致消费差别的现象还十分严重,因此政府在收入政策制定上更应该向农村倾斜;第三,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入和人均消费差距是明显的,要引起重视,要进行正确引导和加强调节,做到区域协调发展;第四,同一地区城乡居民的人均收入和人均消费差距也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势,要注意地区内部的协调发展。总之,要根据影响收入及其分配的有关因素,采取相应措施以提高城乡居民收入,推动其消费。
(作者单位:安徽理工大学)
主要参考文献:
