学文网收入与消费论文例1
河南省城镇和农村居民的收入近年来都有明显的提升，但是城镇居民和农村居民的收入差距有不断变大的趋势。另外，我们还可以用相对收入差距来进一步表示城乡收入差距状况。无论是从名义量上来看，还是从实际量上来看，城乡收入比都经历了先缩小，后扩大，再缩小，再扩大的变化。从1978年到1984年，相对收入差距从总体上看是下降的。到1984年，城乡名义收入比从1978年的3.01下降到1.78;实际收入比下降到1.64。(城乡居民名义收入之比=城镇居民名义人均可支配收入/农村居民名义人均纯收入;城乡居民实际收入比为以上二者的实际量之比)从八十年代中期到九十年代中期，城乡收入比变大，1994年名义收入比达到2.88;而实际收入比达到2.24。随后的四年间，城乡收入比再一次下降。到1998年，名义收入比下降到2.26;实际收入比则下降到1.79。而这种下降并没有在此后的几年继续下去。从1999年开始，我省城乡收入比再次扩大，到2003年达到最高水平，名义收入比为3.10;实际收入比为2.47。名义收入比为改革开放以来的最大值。2003年以后，城乡收入比变化不大，名义收入比基本稳定在3.00左右，而实际收入比则在2.40左右徘徊。
(二)城镇和农村居民消费水平的对比
2013年城镇居民的消费支出达到14821.98元，是1978年的54倍;农村居民的消费支出为5627元，是1978年的68倍。虽然城镇和农村消费额都在不断提高，但城镇居民的消费的绝对量远远高于农村居民水平。从总体上来看，无论是城镇还是农村，平均消费倾向是趋向于降低的。这符合凯恩斯的假设，即随着收入水平的提高，居民的边际消费倾向递减，从而带动了平均消费倾向的降低。此外，我们还能看出，在改革开放的大部分时间内，城镇居民的平均消费倾向要高于农村居民的平均消费倾向。这与凯恩斯的理论相悖，按照凯恩斯的理论高收入人群应该有较低的消费倾向，而低收入人群具有相对高的消费倾向。产生这样的现象的主要原因在于农村居民不得不拿出收入的很大一部分来进行储蓄，从而导致当期的平均消费倾向降低。
二、收入差距对消费需求影响的理论分析
(一)城乡收入差距过大会影响平均消费倾向的提高
根据凯恩斯的消费函数，居民的边际消费倾向是随着收入的增加而递减的。而收入差距的扩大使得社会的大部分财富分配给有低消费倾向的高收入者，有高消费倾向的低收入者只占社会总财富的一小部分，从而降低了整个社会的平均消费倾向，进而导致消费的增长缓慢。四、***策建议为了刺激消费，一方面就是要缩小城乡居民的收入差距;另一方面，在现在的收入分配状况下，要通过各种途径来刺激消费。(一)提高农村居民收入过大的收入差距，不在于城镇居民收入过高，而在于农村居民收入太低。因此，最直接且见效最快的方法就是增加农村居民的收入。我们可以通过以下几个途径来提高:进一步提高农产品收购价格。我省农村人口大部分都从事务农工作，其主要收入还是靠出卖农产品。提高农产品价格就相当于直接增加了农民的收入。
(二)加速我省的城市化进程
从长远来看，城市化是我们发展的必然趋势。要从根本上消除城乡收入差距，唯一的办法就是促进我省的城市化进程，逐步消除二元的经济结构。因为城市具有聚集效应，在城市有更高的劳动生产率，劳动者的回报更高。城市化可以使农村居民分享到城市的产出。而加快我省的城市化可以通过以下两种途径:
(1)加快中小城镇的建设。大力发展小城镇，可以使大批农民进行产业转移离开农业，进入第二、三产业就业，伴随收入来源的增多，收入水平将会有不同程度提高。同时，因大批农民进入小城镇就业，减少了直接从事农业的劳动力数量，相应地增加了农业劳动力的人均自然资源，有利于扩大农业经营规模和提高农民收入，也有利于缩小城乡收入差距。
(2)推进城乡一体化的户籍制度改革。当前我国把居民分为城镇户口和农村户口。农民身份制度使得那些外出务工的农民在各个方面的权益都得不到保障。而他们想要获得城镇户口是十分困难的，这就从某种程度上限制了他们迁徙的自由，没有工作的时候还要回到农村。因此，如果能推进户籍制度的改革，给予农村居民更大的迁徙自由，我想这会大大加速我省的城市化进程。
三、***策建议
为了刺激消费，一方面就是要缩小城乡居民的收入差距;另一方面，在现在的收入分配状况下，要通过各种途径来刺激消费。
(一)提高农村居民收入
过大的收入差距，不在于城镇居民收入过高，而在于农村居民收入太低。因此，最直接且见效最快的方法就是增加农村居民的收入。我们可以通过以下几个途径来提高:进一步提高农产品收购价格。我省农村人口大部分都从事务农工作，其主要收入还是靠出卖农产品。提高农产品价格就相当于直接增加了农民的收入。
(二)加速我省的城市化进程
从长远来看，城市化是我们发展的必然趋势。要从根本上消除城乡收入差距，唯一的办法就是促进我省的城市化进程，逐步消除二元的经济结构。因为城市具有聚集效应，在城市有更高的劳动生产率，劳动者的回报更高。城市化可以使农村居民分享到城市的产出。而加快我省的城市化可以通过以下两种途径:
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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）
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一、引言
消费函数理论是现代西方经济学中的一个重要领域,对宏观经济运行分析具有现实意义。随着时代的变迁,现代西方消费理论经历了一个发展和演变的过程。第一阶段是20世纪30年代中期到至50年代中期,自凯恩斯(Keynes)在《就业、利息和货币通论》中建立起收入与消费之间的函数关系后,凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝利的相对收入假说兴盛的时期,同时由于消费函数在凯恩斯波动分析中的重要地位,导致许多学者去估计消费和当期收入之间的关系,而研究的结果却与凯恩斯的说法相反,消费和当期的收入并非是一致的和稳定的。第二阶段是50年代中期至70年代中期弗里德曼(Friedman)的持久收入理论和莫迪里安尼(Modigliani)的生命周期理论提出了跨时期的解释模型。持久收入理论把人们的收入分为暂时收入和持久收入,并认为人们的消费主要不是与他的暂时收入有关,而是与他的可以预计的未来收入,即“持久收入”有关;生命周期假定以人的生命周期为线索,用更为理性和实际的方式,对人们的消费与收入的数量关系进行系统的分析与测定。这一时期,生命周期假说和永久性收入假说占据主导地位。第三阶段是70年代后期至今,预防性储蓄假说、流动性约束假说以及缓冲库存储蓄假说(即在境况差时维持正常消费或在境况好时增加消费)等不确定理论开始了其统治地位,西方消费理论正逐步走向成熟。直至如今,凯恩斯的绝对收入假说作为一个历史悠久、影响深远的理论,仍然具有很强的现实意义。
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)其理论纲要是:从现期的收入高低状况来分析消费和储蓄,假定不存在不确定性和流动性约束,消费者即期实际收入决定消费支出,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,居民边际消费倾向遵循递减规律。依照凯恩斯的宏观消费函数C=α+βY,(C为当期消费,Y为当期收入)消费由目前可动用收入决定,没有考虑个人对预期收入或对消费的时间偏好。
二、凯恩斯绝对收入理论的实证研究
1、对消费与收入线性关系的分析
于俊年(2000)分析了农村消费需求状况,并分别按不变价和现价对农村居民消费与收入进行了实证分析,分析结果表明,农村居民消费与收入之间存在很强的相关性;张保法等(2000)对河南省农村居民消费的一项研究也得出了类似的结论;国涓、唐焕文(2003)运用实证分析的方法,分析了1987-1999 年期间中国农村居民消费与收入的关系,实证分析显示该时期农村居民边际消费倾向为0.88,并据此进一步提出应该通过提高农产品收购价格,减轻农民负担等增加农民收入,启动农村消费市场。
本文从凯恩斯的绝对收入假说出发,通过模拟1978-2008年期间山东省农村居民的消费支出与农村居民人均纯收入之间的关系,推导出该省农村居民的消费函数模型,并对得到的有关结果进行初步分析。CE表示人均消费,NI表示人均纯收入,DD表示虚拟变量。本文所需数据来自山东统计信息网。
①散点***分析
对人均消费CE、人均纯收入NI进行散点序列分析如下:
从上***中可以看出,在1997年之前和之后CE与NI各存***性相关关系,不能一概而论,此处需引入虚拟变量DD(1997年之前赋值为0,1997年之后赋值为1)。
②回归分析
设回归分析式如下:
CE=β0+β1*NI+β3*DD*NI+β4DD+μt
令NI1=DD*NI,通过Eviews分析结果如下
CE=19.96569+0.747802NI+0.036710NI1-342.6761DD
模型的F-statistic=10749.39>F0.05,(4,27)=2.73,模型总体上显著;可决系数R2=0.999163,可调整的可决系数R2=0.999070,表明模型的拟合优度很高;除了常数项C之外,系数的t检验值都大于2,表明各系数均显著的不为0,当期农民实际人均纯收入对农民的当期实际消费支出有显著影响。DW值为1.98,在5%的显著性水平上,位于区间(dL,dU)=(1.23,1.65)(通过查DW检验临界值表,α=0.05,T=31,k=3)的右侧,因此模型误差项不存在一阶自相关;虽然常数项不显著,但考虑到实际情况仍保留,因为收入不增加人们也要消费这与实际情况是相符合的。另外,模型各系数的符号也符合经济意义。
综上所述,可以认为,本模型设定比较合理,所选用的数据恰当,较好的模拟了1978-2008年期间山东省农村居民收入与消费之间的关系,从而验证了凯恩斯的宏观消费函数。
2、对边际消费倾向的分析
国内学者对我国居民消费行为的研究集中在运用不同消费假说的基本理论,并使用不同的计量方法拟合中国数据的实证分析上。使用的消费函数、计量方法不同,对边际消费倾向的估计结果也不尽相同,如柳建光(2006) 通过估计消费收入弹性的协整模型,间接计算的边际消费倾向在0.35-0.44之间,刘长庚(2005)使用递推估计方法对1978-2002年的数据进行分析,居民边际消费倾向的估计在0.64-0.91之间,并且在1993年以前呈递增趋势,1993年之后不断下降;杭斌(2007)使用的协整分析方法估计的结果在0.75-0.90之间,认为随城镇居民财富目标的提高,消费边际倾向呈下降趋势。
本文采用梯次回归的方法,以每10年为一期对消费函数c =α+βy进行回归。具体做法是: 对1978-1987年10年间我国农村居民人均消费水平和人均可支配收入数据进行回归得到该期的边际消费倾向MPC1 , 对1979-1988年10年间的数据回归得该期边际消费倾向MPC2 , 依此类推, 对1999-2008年10年间数据回归得该期边际消费倾向MPC22。根据上述梯次回归方法, 运用Eviews计量软件得到各期的边际消费倾向(MPCi) 估计值如下表所示。
并将所得到的结果用二维折线表示出来,如***2所示:
由此可以看出,边际消费倾向在刚刚改革开放初期的低收入阶段上逐渐增加,到1992年时达到阶段性的最高点,随后下降,并于1994年达到阶段性低点并开始反弹,但在97年亚洲金融危机这一巨大的外部冲击下,边际消费倾向开始持续回落,直到03、04年才开始再一次的触底反弹。
同时通过以上的分析,我们可以看出凯恩斯的边际消费倾向递减规律得到了体现。
3、对以上结果进行现实经济意义分析
(1)、在对消费函数进行线性回归分析中,我们得出在97年出现突变,与此同时,在边际消费倾向的分析中,边际消费倾向的增长趋势也在97年发生反转,结合发生突变时的经济背景,本文认为发生突变的原因为:①1997年亚洲金融危机爆发,中国经济增长率从1997年的9.6%下降到1998年的7.3%,经济增长的放缓以及农产品价格的走低,直接影响到农民的收入水平及对未来收入的预期,促使人们减少消费;②亚洲金融危机对中国经济冲击最直接和最大就是出口,出口总额增幅由1997年的21%下降到1998年的0.5%,而大量农业人口在外向型经济的企业里打工,企业经营困难,农民工的就业和收入就直接的受到影响,而这些农民工的收入往往是其家庭的主要经济来源,因此农村居民的消费行为就发生了显著的变化。
(2)边际消费倾向在1993-2005年间呈现总体性下降趋势,其中固然有之前对1997年突变分析中的原因,也有一些范围更广,影响更深远的深层次情况:①在改革开放初期国民收入分配制度不完善和“一部分人先富起来”***策引导下,以及93、94和95年通胀高企的背景下,农民这一弱势群体的实际收入增长缓慢;②90年代中期以来,我国住房制度、高等教育收费制度的改革大大提高了人们的预期支出,人们为了住房和子女的教育,不得不压缩当期的消费。根据国家统计局近年的调查,我国消费者处理收入的首选方式是储蓄,选择率高达60%,其中为子女教育而选择储蓄的高达38%,为购房而选择储蓄的为15%。因此,我国社会体制改革给居民带来的未来收入和支出预期的不确定性,是消费倾向下降的重要原因之一;③同时,社会保障制度并没有随着经济的发展同步得到完善,也对边际消费倾向的下降产生了影响。
(3)边际消费倾向从04年开始进入上升通道,同样有深刻的现实背景:①国家自2004年开始至今连续7年中央一号文件,加大“三农”扶持力度,取消农业税,实施了新型农村合作医疗等一系列的惠农***策;②我国加大收入分配制度改革,与此同时,国民经济处于高速发展,这些都为农民带来了增收。
(4)在根据现实数据拟合的凯恩斯消费函数中,农村居民的边际消费系数0.748,意味着农民收入中平均有74.8%被用于消费,这可能同长期以来农村居民的收入偏低有一定关系,因为西方学者一般认为,收入较低的消费群体往往具有较高的边际消费倾向;同时,较高的边际消费倾向意味着增加农民收入将有助于刺激农村居民消费,启动农村消费市场。
三、***策建议
通过对凯恩斯绝对收入理论的实证分析,为扩大内需、拉动农村经济增长、建设社会主义新农村都提供了理论指导。因而在以后的经济生活中,为切实增加农民收入,促进经济增长,就需要***府能够做到以下几点:
1、大力发展农村经济,提高农民收入水平,缩小城乡差距;继续加大种粮农民
补贴,提高粮食收购价格;进一步建立健全社会保障制度,增强农民对未来收入和支出的社会预期,增大边际消费系数,从根本上解决农民收入低的问题;
2、加大金融扶持,充分发挥金融在促进经济发展的重大作用。明确分工,加强业务创新,抑制农村资金外流,建立适合农业产业化的经营的农业信贷投入机制;完善信贷风险防范体系,创造良好的农村金融外部环境;积极推动我国农业生产保险制度的建立;深化邮***金融改革,使其与农村金融改革相配套,在此基础上配合小额贷款公司、村镇银行,资金互助组等机构,满足农村金融需求。
3、进一步加大扶贫工作力度,增加用于提高贫困人口素质和贫困地区科技水平方面的财***投入,建立广泛吸收各类社会资金参与农村扶贫开发的机制,加大对农村各项基础设施的投入力度;
4、逐步建立农业灾害补偿机制和市场风险补偿机制,对农民因灾害和市场风险造成的损失,***府提供适当补助。
参考文献:
[1]熊梅林.中国农村居民消费与收入关系实证研究[J].现代经济信息,2009,08.
[2]余官胜.消费理论的进展对我国消费需求不足的启示[J].中共宁波市委***校学报,2009,05.
[3]熊正贤,翟有龙.鉴于凯恩斯消费理论的消费函数研究――-以上海甘肃农民为例[J]. 统计与信息论坛,2006,06.
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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***分析，由ct和y的散点***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***，从描绘的散点***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***进行初步分析，从软件给出的散点***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***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***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***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.
收入与消费论文例5
关键词：收入差距 消费需求 分配理论
由于2008年金融危机的影响，国际市场需求下降，导致我国许多出口企业生存困难，同时也造成了一些农民工的失业。在这样的环境下，许多出口企业开始把目光瞄向了国内市场。然而，我国的消费需求一直呈现出严重不足的状态。根据国家统计局的资料，2003年世界平均消费率为75%，而我国的消费率则为56.8%，大约低于世界平均水平20个百分点。与发展中国家相比较，2003年印度的消费率为74%，埃及为85.7%，巴西为76.6%，都远远地超过了我国。与发达国家相比较，英、美的消费率都高达80%以上。根据国际经验，人均GDP达1000美元左右时，居民消费率一般在60%左右，而我国在2005年的最终消费率只有51. 9%。另外，从历年的数据来看，我国的消费率也一直在呈现逐年下降的趋势。
收入分配是致使我国消费率低的重要因素之一。收入分配与消费需求的关系历来被经济学家所重视，西方经济学中，自从凯恩斯的《通论》出版以来，收入分配和消费的理论研究和实证研究层出不穷。其中，研究较多的是消费函数。但是关于收入分配与消费需求二者的关系并没有在消费函数关系式中直接给出，这种关系隐含在消费理论的逻辑推理后面。国内学者对收入分配与消费需求关系的研究，还主要是依赖于西方的消费理论，大多进行的是实证方面的研究。通常是采用计量模型方法来验证西方的各种消费理论。也有一些学者对收入分配差距对消费需求影响作了理论上的研究，并且构建了新的消费函数。本文对近年来收入分配差距对消费需求影响的研究成果进行综述。
国外收入分配差距对消费需求影响的研究综述
国外的消费理论大多集中于对消费函数理论的研究，而几乎所有消费模型都建立的是收入水平与消费需求的关系。而收入分配差距对消费需求的影响则仅仅是理论上的分析，在消费函数中并没有直接给出它们之间的关系，它们的关系隐含在消费函数逻辑推理的背后。
（一） 马克思的经济危机理论
马克思的危机理论建立在劳动价值论的基础上。他认为，在资本主义积累过程中，收入分配呈现两极分化的态势，即对资产阶级是财富的积累过程，而对工人阶级则是贫困的积累过程。由于工人阶级在资本主义社会分配中处于不利地位，得到的工资在新创造的价值中的比重越来越少，制约了工人阶级消费能力的扩大，使得资本主义社会出现消费需求不足的经济危机。
（二） 西方学者的观点
凯恩斯的绝对收入假说。凯恩斯第一次提出了边际消费倾向的概念，即边际消费倾向是指增加的消费和增加的收入之间的比率。凯恩斯认为消费是实际收入的稳函数，收入分配是影响消费倾向的重要的客观因素。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。后来的学者多以凯恩斯边际消费倾向递减理论为依据，研究收入分配和消费需求的关系。但凯恩斯边际消费倾向递减理论的最大缺点，就是仅以心理分析为基础，在相当大的程度上是一种主观推测，缺乏坚实的基础，尤其是缺乏经验研究的论证，也缺乏必要的微观基础。
杜森贝利的相对收入假说。相对收入假说是美国经济学家杜森贝利于1949年在《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出来的。他认为，消费并不取决于现期绝对收入水平。消费者的当期消费是相对决定的，受到自己过去的消费习惯和周围消费水平的影响来决定。杜森贝利在他的相对收入假说中，提出了两种效应，即“棘轮效应”和“示范效应”。 “棘轮效应”是指按照人们的消费习惯，增加消费容易，而减少消费则很难，消费会随着收入的增加而增加，但不易随着收入的减少而减少。
“示范效应”是指消费者的消费行为受到周围人们消费水准的影响，即所谓的“示范效应”。低收入家庭收入虽低，但因顾及在社会上的相对地位，不得不提高自己的消费水平，这种心理会使短期消费随着社会平均收入的提高而提高。由于存在“棘轮效应”，通过收入再分配，把富人的收入转移支付给穷人，穷人的消费会增加很多，而富人的消费不会同等幅度地减少，通过收入再分配能够刺激消费。但均等化的分配又会使“示范效应”失效，减少消费。
勃兰德理论。勃兰德理论是在持久收入理论的基础上构建的。是由美国著名经济学家弗里德曼提出来的。该理论认为，消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的，而是由他的持久收入决定的。也就是说，理性的消费者为了实现效应最大化，不是根据现期的暂时性收入，而是根据长期中能保持的收入水平即持久收入水平来作出消费决策的。其基本思想是家庭消费很大程度上取决于持久收入。
史蒂芬•普雷斯曼的消费理论。史蒂芬•普雷斯曼在《消费、收入分配和税收：凯恩斯‘财******策’》对有效需求与收入分配做了分析。他认为总消费倾向与财富、收入分配、利息率、预期收入、就业的劳动力有关，检验结果表明，收入分配对有效需求有一定的影响，平等的收入分配提高有效需求，收入分配的不平等则会降低有效需求。
功利主义的分配理论。功利主义是由英国哲学家边沁和古典经济学家穆勒共同创立的，其理论出发点是效用，即人们从其生活的环境中所获得的幸福或满足程度。在此基础上，功利主义提出其基本论点：***府的正确目标应该是社会效用总和的最大化。换言之，功利主义的基本主张是***府施***应该是为了取得大多数人利益的最大化。功利主义认为，***府在收入分配问题上必须做到因平等带来的好处和因激励机制扭曲而带来的损失取得平衡。因此，为了使总效用最大化，也即社会上大多数人的利益最大化，***府不能在收入分配上一味追求平等。
国内收入分配差距对消费需求影响的研究综述
（一） 收入分配差距对消费需求影响的理论研究
国内对“收入分配差距对消费需求影响”这一问题研究最多的是中国人民大学经济学院的杨天宇。杨天宇在《收入分配与有效需求》一书中认为，收入分配会影响有效需求。他把全体消费者分为高收入阶层、中等收入阶层和低收入阶层。高收入阶层的边际消费倾向最低，中等收入阶层的边际消费倾向较高，低收入阶层边际消费倾向最高。在高收入者与低收入者之间进行收入再分配，能够提高全社会的边际消费倾向，从而起到扩张消费的作用。另一方面，高收入阶层向其它阶层的转移支付，将会提高这些阶层的收入水平，从而增加这些阶层的生活必需品的范围，这也会导致消费的增加。所以收入再分配将具有扩大消费需求的作用。杨天宇和林岗通过对我国城镇各阶层的消费行为的分析，构建了以收入分配为基础的消费函数， 即C=α+aβ1Y+bβ2Y+cβ3Y ，并利用中国城镇居民的具体数据进行了计量验证。
（二） 收入分配差距对消费需求影响的实证分析
任国强、夏立明在《收入分配对消费需求的影响研究》中，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研究，结果表明城镇消费需求与城镇居民收入分配差距和地区收入差距之间具有负相关关系。城镇居民收入差距扩大，地区收入差距扩大，是城镇居民消费倾向下降、消费需求不足的重要原因。
杨天宇和柳晓霞研究了满足消费最大化的最优居民收入差距的问题。他们运用中国20年来的数据，估算了使居民消费最大化的城乡、城镇内部收入差距的最优路径。研究发现我国实际城乡、城镇内部收入差距不仅高于最优路径，而且偏离最优路径的程度正在扩大。城镇内部收入差距对最优路径的偏离超过了城乡收入差距对最优路径的偏离，而且城镇内部收入差距正在以更快的速度偏离最优路径，这说明城镇内部收入差距抑制消费需求的强度更大。要扩张居民消费，就必须采取措施缩小居民收入差距，尤其是缩小城镇内部收入差距。
（三） 城乡收入分配差距对消费需求的影响
杨天宇运用马克思的社会再生产***式，来分析城乡收入差距对消费需求的影响。他将城镇、农村视为社会再生产中的两大部类，通过二者收入的对比，提出一个城乡收入差距影响有效需求的理论框架。这一理论模型表明，城乡收入差距之所以能够影响有效需求，关键在于城乡资本有机构成的差异，只有通过缩小城乡资本有机构成差异来缩小城乡收入差距，才能达到扩大有效需求的目的。
罗良文在《城乡收入分配差距与社会消费需求》里的实证研究表明，城乡收入差距与城乡消费差距之间存在着明显的正相关关系，城乡收入差距的扩大导致相当一部分城镇工业品无法实现消费，从而导致消费需求不足。
（四） 收入分配差距对消费结构的影响
杨明媚、李华林对湖北城镇居民收入差距对消费结构影响作了实证分析。他将不同收入等级的收入水平与消费建立了八个模型，分别为总消费模型，食品消费模型，衣着消费模型，家庭设备消费模型，医疗保健消费模型，交通通讯消费模型，娱乐文教消费模型，居住消费模型。通过对模型做计量分析，结果检验可知收入等级对城镇居民消费结构有很大的影响，处于不同收入等级居民的消费行为差异很大。李伟对浙江省城镇居民收入差距对消费结构的影响做了实证分析，具体分析不同收入等级在各种消费品上的差别，由此得出结论：可以调整和实施不同收入等级的不同消费***策。王宇通过对北京城镇居民收入差距对消费结构影响的实证分析，得出了收入分配因素对北京城镇居民消费支出具有显著影响。
除了以上的研究之外，中国学者王朝阳对以“边际消费倾向递减规律”为基础来研究收入分配、居民消费的关系这一思路提出了质疑。他认为，以凯恩斯的“边际消费倾向递减规律”为基础来研究收入分配、消费需求的关系，虽可以直接利用“高收入者边际消费倾向低，低收入者边际消费倾向高”这一经典结论，从而避免了技术上的困难，但却导致了另一个问题:假定边际消费倾向递减，则如果通过再分配将收入从高收入阶层转移给低收入阶层，则低收入阶层的边际消费倾向、平均消费倾向都将出现下降，从而抵消收入再分配提高消费需求的作用。这就出现了一个尴尬的局面:即使消费疲软是收入分配差距扩大造成的，也难以通过调整收入分配来刺激消费。也就是说，这个理论内部是存在自相矛盾的。
结论
通过以上的分析可以看出，国内外学者普遍认为收入分配差距对消费需求有很大的影响，但是都是基于理论方面的研究，定量的研究收入差距与消费需求之间关系的很少。国内学者对于收入分配差距对消费需求影响的研究大多采用的是实证方法。定量的研究大多还是基于凯恩斯的消费函数来构建收入分配与消费需求之间的关系，而且并未取得一致的看法。因此，今后有必要以新的角度、运用不同的方法对收入分配差距对消费需求影响的问题进行更加深入的研究。
参考文献：
1.杨天宇，刘晓霞.满足消费最大化的最优居民收入差距研究[J].经济学家，2008.1
2.李黎力.中国居民收入差距与消费需求关系研究[J].山东省农业管理干部学院学报，2008.3
3.马敏娜.我国居民收入差距扩大对消费需求的影响[J].当代经济研究，2001.1
4.藏旭恒，张继海.收入分配对中国城镇居民消费需求影响的实证分析[J].经济理论与经济管理，2005.6
收入与消费论文例6
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***分析，由Ct和Y的散点***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***，从描绘的散点***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***进行初步分析，从软件给出的散点***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。
收入与消费论文例7
伴随着我国经济增长模式从“出口、投资、消费”转变为“消费、投资、出口”，居民消费在经济中的重要性越来越突出。同时，居民作为货币***策的重要微观基础，居民消费行为对货币***策有效性起决定性的作用。如果传统经济学的理性人假设成立，则货币***策在微观基础的层面上是有效性。但自凯恩斯主义以后，以理性预期学派为基础，经过行为金融学的发展，越来越多的理论与实证研究表明居民消费行为是非理性的，这也是导致货币***策有效性不断降低的重点原因。为深入探讨居民消费行为对于货币***策的影响，本文在综合梳理现代消费理论的基础上，针对性地提出提高货币***策有效性的一些建议。
消费理论的研究长期被直接置于宏观经济学的框架内，新古典主义以后有代表性的理论包括绝对收入理论、相对收入理论、永久收入理论、生命周期理论、跨期最优选择理论、随机游走理论、流动性约束理论、预防性储蓄理论等。
一、绝对收入消费理论
凯恩斯的绝对收入理论认为居民的当期消费水平决定于当期绝对收入水平，而且存在边际消费倾向递减。根据凯恩斯的描述，居民消费主要受所得数量、客观因素和主要因素等三大因素影响。所得数量即收入；客观因素包括工资变动、时间贴现率和收入预期等；主观因素则包括影响储蓄动机的因素如谨慎、远虑、计算、改善、***、企业、自豪与贪婪等，以及影响消费动机的因素如享受、短见、慷慨、失算、炫耀与奢侈等。
由于客观因素和主观因素在短期内变动不会太大，或者不同方向的变动存在抵销作用，所以最能影响消费水平的因素就是收入水平，消费是真实所得的较稳定的函数：
式中Ct为即期消费；α为刚性的基本消费，也叫自发性消费；β为边际消费倾向；Yt为即期绝对收入；βYt为引致消费。由该式可知居民即期消费为自发消费与引致消费之和。
边际消费倾向（MPC）与平均消费倾向（APC）都介于0与1之间，都存在递减的趋势，而且边际消费倾向小于平均消费倾向，即MPC
二、相对收入消费理论
詹姆斯・杜森贝里提出的相对收入消费理论认为：消费者的消费不仅受本人当前收入的影响，也受本人历史最高收入水平和其他人消费水平的影响，并据以提出了消费的“不可逆性”和“示范效应”。其消费函数为：
其中C为持久消费水平；Y为永久收入；k为长期边际消费倾向；b为短期边际消费倾向。
消费的“示范效应”是指居民消费受到其他人消费行为的影响，特别是高收入集团对低收入集团的影响。消费的不可逆性是指消费受收入变动而变动的方向性不同。当收入增加时消费会随之增加，但当收入减少时消费却可能不会明显地减少。因此消费者的短期消费函数曲线就像棘轮一样，对消费的下降起着明显的阻滞作用，所以不可逆性也叫“棘轮效应”。
根据相对收入理论，货币***策制订时应该充分考虑到我国居民收入的波动性与差异性，尤其是在中国的基尼系数高达0.47的情况下，消费的“示范效应”可能导致居民消费的波动，且与货币***策意***相关性下降。如果再考虑“棘轮效应”的存在，货币***策的重点就应该是通过不断提高收入尤其是低收入者的收入来稳定地提高消费，这一点也是当前***府提出“收入倍增计划”的理论依据。
三、永久收入消费理论
米尔顿・弗里德曼的永久收入理论认为：居民消费支出主要取决于其永久收入（也称持久收入或恒久收入）而不是当期收入。永久收入是指消费者能够预计的比较固定的长期收入，一般可用连续多期收入（含当期收入）的均值表示。其消费函数为：
其中，C为持久消费；Yp为永久收入；k为长期边际消费倾向。
从消费函数可推导出当前收入的短期边际消费倾向低，表明在短期内如果消费者的收入增多，消费者却不能确信收入的增加会一直持续下去，故而不会立即增加消费；相反，当消费者的收入减少时也不会马上减少消费。只有消费者能够判定收入变动是持久的，其消费才会调整到与变化后的收入相对应的水平上。
根据永久收入消费理论，如果想要刺激消费，货币***策就应该长期稳定地增加居民的收入，也就是提高永久收入，而不是“相机抉择”，这样才能在提高消费的同时避免消费波动引起经济周期。当然，弗里德曼的“单一规则”除表明货币***策只可能引起经济波动这个观点外，也隐含了一个观点就是财******策可能比货币***策更有效。
四、生命周期理论
莫迪利安尼提出的消费与储蓄生命周期理论认为，每个消费者或者家庭都是根据整个生命周期的全部预期收入来安排自己的消费支出，以实现一生消费效用的最大化，即“消费者将选择一个合理的、稳定的消费率，接近于他预期一生的平均消费”。由于收入总是在生命周期的鼎盛期达到最高，因此消费者往往通过借贷将鼎盛期的收入前移，并通过储蓄将鼎盛期的收入后移，这样就能够大体上将生命周期各阶段的消费平均化。其消费函数公式如下：
式中WR为实际财富；a为财富的边际消费倾向；YL为劳动收入；c为劳动收入的边际消费倾向。
根据生命周期理论，货币***策应该考虑公众和家庭所处的生命周期阶段，从社会整体看就是要考虑人口结构。当经济体系中年青人较多时，借贷压力较大，货币***策传导的信贷渠道比较有效；中年人较多时，社会的个人投资量较大，货币***策的金融资产传导渠道作用较大；老年人较多时，货币***策可以更多地运用调节储蓄规模的利率***策。当前我国仍处于“人口红利”期，所以货币***策应该更多地通过金融资产渠道来调节居民的消费与储蓄。
五、跨期消费选择理论
消费的跨期选择是消费者试***达到消费效用最大化的一个重要行为。当存在明显的收入约束条件时，消费的选择服从无差异曲线；而当存在跨期的收入约束时，消费者则会在自身风险偏好的基础上，考虑利率等要素的变动，来进行消费的最优跨期选择。一般情况下，当即期消费对跨期消费的相对价格等于跨期边际替代率时，消费的跨期安排达到最优，而相对价格的主要因素就是利率。因此，当利率变动时，消费者都会重新进行跨期消费的选择。比如利率上升时，当期消费的价格相对跨期消费的价格而言上升了，亦即跨期替代弹性较大，那么消费者受跨期激励效应的影响，会减少当期消费，并通过储蓄来增加未来消费。
跨期消费选择理论是现代消费理论的基本范式，当前消费问题的研究都是基于这个范式。根据该理论，即使是风险厌恶者，也会在跨期替代弹性较大时减少当期消费，利率的跨期替代效应是非常明显的。因此货币***策在调节产出和消费的方向性和效应上都会存在差异，单一的利率***策往往会使产出的变动相对消费的变动出现更大的滞后性。如果再考虑消费的收入效应，则需要其他相关***策来配合货币***策的实施。
六、随机游走消费理论
霍尔（Hall，1978）等人在“卢卡斯批判”的基础上，把理性预期方法融入到永久收入理论和生命周期理论中，形成了一种新的消费理论。该理论在假定效用函数为二次型的条件下，考察消费最优化的欧拉方程，发现人们的消费支出在长期趋势上呈现出随机游走的特征，个人收入的变动率与消费的变动率无关，因而消费的变化是不可预测的。这样就把不确定性引入消费理论中，并对其后的理论发展产生深刻的影响。根据该理论，货币***策实际上只改变了消费者的时间偏好，通过调整收入水平并不能直接调节消费，即使是新信息的出现，也会使消费在总体均值上下波动。
七、流动性约束理论
弗莱明（Flavin，1981）等人在对随机游走理论进行实证研究时发现，居民消费对于预期收入明显正相关，而对不可预期收入不敏感，前者即消费的“过度敏感性”，后者即消费的“过度平滑性”，两者合称“迪顿悖论”。对于过度敏感性的研究形成了流动性约束理论。
流动性约束一般被定义为消费者获得贷款以满足消费时所受到的限制。当存在流动性约束时，消费者觉得消费比较昂贵，当期消费就会下降，储蓄就会增加，这样当期消费对可预测收入的变化就会产生过度敏感性。
从货币***策的角度来看，由于流动性约束对消费的影响会是多期的，而且过度敏感性可能使消费者的非理性特征更加突出，所以信贷***策尤其是消费信贷***策的重点不是限制的力度，而应该是***策的稳定性与持续性。
八、预防性储蓄消费理论
扎德斯（Zeldes，1989）等人的研究表明，同样在不确定性的条件下，预防性储蓄能更好地解释过度敏感性和过度平滑性。预防性储蓄是指风险厌恶者为预防未来不确定性导致消费下降而进行的储蓄，这种储蓄实质上是对不确定性事件所进行的保险。未来不确定性主要是未来收入的不确定性，如果未来收入可预测，则存在过度敏感性，如果不可预测，则表现为过度平滑，即消费者必须通过预防性储蓄来防范风险。与流动性约束理论带给货币***策的启示相同，预防性储蓄理论一样强调货币***策的持续性和稳定性，这样可以尽可能降低未来的不确定性。
上述消费理论的演变基本上遵循三条发展路径：研究对象由当期消费扩展到跨期消费，假设条件由较宽松的预算约束扩展到较严格的预算约束；主观因素由消费的确定性扩展到多要素的不确定性。当前消费理论的研究重点基本上就是这三大发展的综合，即在严格预算约束和不确定性条件下，研究跨期消费选择的最优化问题。
收入与消费论文例8
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(RobertLucas)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(LiquidityConstraintsHypothesis)，希(Shea，1995)的损失厌恶假说(LossAversionHypothesis)，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。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［2］;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［3］;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［4］;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［5］;何磊、王宇鹏分析了1992～2007年16年间我国国民收入在企业、***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***府和企业所挤占，从而抑制了居民消费需求［6］;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［7］;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，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［8］;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［9］;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［10］;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［11］;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***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。
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，***府的相关***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［12］，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［13］，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。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。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［14］，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［15］。
影响农村居民消费因素的实证分析
收入与消费论文例9
中***分类号：F830
文献标识码：A
文章编号：1002―2848―2006(02)―0030―07
一、引 言
自从十九世纪七十年代以来，收入分配的变化 一直是传媒和学术界关注的焦点，学术界主要围绕 两个问题在讨论，其一是关于不平等的潜在来源有 激烈的争论，其次是围绕不平等的长期影响。本 文试***去考察不平等是否与消费需求短期变化的相 关性。
在不同的时期，经济个体的消费需求存在显著 的差异，具有时变性。本文的研究表明，当一个经济 个体获得信贷的能力依赖于收人时，收入分配能影 响该经济适应外来冲击的能力。如果信贷门槛较 低，只有低收入阶层被排除在信贷市场外，则不平等 越大，可能消费需求波动越大。相反，如果低收入和 中等收入阶层均排除在外，则收入分配不平等越大 可能不会导致总消费需求较剧烈的波动。
本文利用跨省横截面数据，发现当人均收入较 低时，收入不平等程度越大，消费需求的变化较小， 而当人均收入较高时，较大的收入不平等在大部分 时间均与较大的消费需求波动相联系。为解释本文 的研究结果，本文也考察了消费需求波动、收入分配 不平等与金融发展之间的关系。本文结论表明金融 发展水平与取得信贷的不同待遇(这两者通常与高 人均收入水平相联系)也许可以解释为什么收入分 配对高收入地区和低收入地区会导致消费需求发生 不同的短期波动。
本文关于收入分配对消费需求波动影响的研究 在以下几部分阐述。第二部分是相关文献的简单回 顾，并提出本文拟证的假说。第三部分实证方法的 介绍及其指标和数据的说明，第四部分表明结果，讨 论在改变估计方法、选择样本期时，验证这些结果的 强度，并作出解释，第五部分结论及***策建议。
二、文献回顾
最早对金融发展与收入分配关系进行正式研究 始于Creenwood和了ovanovic的《金融发展、增长与 收入分配》(1990)一文的发表，他们在一个动态模 型中讨论了经济增长、金融发展与收入分配三者之 间的关系，并认为享受金融服务和形成金融中介是 有成本的，在金融市场不发达的地方，穷人由于没有 能力支付成本而不能享受到金融服务，穷人和富人 因为财富的不同而导致投资收益率也不同，收入分 配差距因而扩大，在经济增长的成熟期，金融中介充 分发展，穷人也会逐渐积累财富超过门槛财富水平 获得充分的金融中介服务，人们都能获得同样的较 高投资受益，收入分配格局最终稳定在乎等水平，即 金融发展与收人分配差距呈“倒U”关系；Galor和 Zeim在《收入分配与宏观经济》(1993)一文中通过 一个两部门跨期模型分析了收入分配在宏观经济中 的作用，他们认为由于信贷市，场的不完善，初始财富 不同的人筹资的能力也不同，初始财富高的人能够 享受到信贷服务，初始财富少的人几乎借不到款，所 以富裕国家比低收人国家有更平等的工资差距和收 入分配；Baneliee和Newman研究认为在金融市 场不完善的情况下，信贷市场的发展会降低收入差 距；Clark、Xu和Zou运用全球数据分析金融发展 与收入分配之间的关系，得出：金融发展会显著降低 一国收入分配差距的结论，但“倒U”假说未得到支 持15J。总之，Galor和Zeira和Banerjee和Newman 模型均包含共同的思想，在金融市场不完善的条件 下，初始的财富分配差距未见得随着经济增长而减 少，反之，信贷市场的发展会降低收入分配差距。
与本文研究有关的还有，Kmsdl、Smith(1998) 表明，使用财富的中等水平就可以解释宏观经济行 为，然而，在他们的模型中，所有的个人均是面临同 样的信贷约束条件，与此相反，本文并不认为是这 样，本文假定每个人面临不同的信贷条件。因此，信 贷约束和不受约束的个人拥有不同的消费需求能 力，财富和收入的分配能影响总体波动。jappeUi (1990)研究美国数据也发现，并非所有的家庭面临 相同的约束条件，他估计只有19％的美国地区家庭 受信贷约束，此外，他还建立了信贷约束加强与收人 分配之间的联系，表明，信贷约束的最重要的决定因 素是当前的收入、财富和年龄。Zeldes(1989)经 过研究发现，财富较少的个人其消费行为是受到信 贷条件约束的。最后，Jappelli(1998)提供了更直 接的经验证据，即越是信贷受约束的个人越是有较 大的消费敏感性。
在国内，章奇等利用各省1978-1998年的数 据，对中国各省的银行信贷和城乡收入分配之间的 关系，控制其他因素后，研究结果发现金融中介发展 会显著拉大城乡收入差距；谈儒勇等运用中国数 据分析两者关系也得出此种结论。本文试***把 收入不平等、金融发展与总消费需求波动有机结合， 并考察他们之间的强相关性，本文的研究将与Ban－ erjee类似，不平等对总消费需求的影响在低收人地 区和高收入地区是不同的。
在以往研究的基础上，由于中国地区间发展的 不平衡性显著，对中国的研究不能停留在国家的层 面，必须深入到地区层面，才有可能把握到基本的现 实，从而得出符合实际的研究结论，根据本文的研究 目的，提出以下假说。
假说：当只有低收入阶层信贷受约束时，不平等 程度越大将导致总消费需求的波动也越大，当低收 入和中等收入阶层都受约束时，不平等程度越大可 能导致消费需求的波动越小。在较穷的地区，低收 入和中等收入阶层信贷可能受约束，而在较富裕的 地区，只有低收入阶层受约束，这样，在低收入地 区，不平等加剧引起总消费需求较小波动，在高收入 地区，不平等加剧将引起较大的总消费需求波动。 同时，如果金融部门的发展使得接受信贷的门槛更 低，那么总消费需求的变动有可能与金融发展是负 向相关的。
三、指标及数据说明
下面的部分主要从经验上讨论以上提到的影响 的存在性。但是关于收入不平等与消费需求波动之 间的关联性可能还涉及到很多方面的问题。
第一个问题便是地方***府***策、文化等与收入 分配有关联，而且可能也会影响消费需求变动，幸运 的是，中国的省级面板数据可以获取，本文能够通过 估计―个固定效应的模型来讨论这个问题。
第二个问题是很难割开不平等对消费变动的影 响和这些波动对收入不平等的影响。如果较高的消 费变动会产生较大的收入不平等，本文希望能找到 收入不平等与消费需求波动之间的正相关关系。本 文试***从两方面讨论这个问题。首先，为了把注意 力放在收入不平等与消费需求波动之间的联系上， 使用了不平等的滞后值来研究初始的收入不平等与 之后的总体消费需求变动之间的联系；然后，测量了 在相当长时期内消费需求变动以观察衰退期和扩张 期。如果认为扩张期增大了不平等、衰退期减少了 不平等，则在方法上应考虑：本文的结果是由消费需 求变动和收入不平等之间的联系引起的，因为样本 期应包括扩张期和衰退期，否则，以上提到的解决办 法都不能完全地解决这些内生性的问题，这些将在 结果分析部分提到。
第三个问题就是数据的获取。数据的获取对本 文应用面板估计和测量相当长时期内的消费需求变 动至关重要，但收入不平等数据集相当少而且可靠 性较低，当数据获取受到限制时，本文数据主要来源 于陈宗胜(1991)测算的相关数据，并借鉴他的“分 层加权法”测算各地区收入不平等程度即CINI系 数。同时我们也意识到本文相对小的样本可能对结 果的可靠性产生怀疑，因此本文后半部分进行几种 敏感性分析。
最后，收入不平等对消费需求波动的影响随着 人均收入水平而变动，因为是否能获得信贷是由收 入水平决定的，就因为这样，允许收入不平等对变动 的影响随后者而变动。
讨论了以上的问题之后，本文的实证研究是由 以下方程开始估计的：
当选择数据时，必须考虑到绝大多数地区收入 不平等程度变化较慢，所以对不平等的测量需要较 长的时期以观测到收入分配的显著变化，这样，在构 筑数据集时，本文需要权衡：观测期之内年数较多， 以观测到收入分配的显著变化，并且在较长时期内 计算出消费需求变动率，同时，它也会减少回归中的 时期数，降低固定效应估计的有效性。在权衡之中， 本文首先观察了一个三时期固定效应模型，之后，本 文又考虑了一个四时期模型。
本文采用的数据来源于《新中国五十年统计资 料汇编》(中国统计出版社，1999)、《中国统计年鉴》 (中国统计出版社，2001～2002)、《中国金融统计年 鉴》(中国统计出版社，1978～2002)以及各省市的 统计年鉴。我们的有效样本包括了28个省(直辖 市)从1978～2001的面板数据，并把它分割成均 等的三部分，计算了1981～1985、1989～1993及 1997～2001间年增长率的标准差，观察了1978～ 1980、1986～1988及1994～1996年之间收入不平等
我们的计量检验是分两步进行的，首先对全国 范围内的28个省(直辖市)的数据进行分析；第二 步是把数据按照东、中、西三个经济去进行分区域的 研究。
结果验证了本文先前的假说，即收入不平等与 数据，因此，本文观察到一个三年期的收入分配的特 征，并观察到之后5年消费需求的波动。
四、计量检验和结果分析
(一)初始估计结果
在这部分，本文采用计量软件Eview5．0并估计 了(1)式。
总消费需求波动是紧密相连。然而，如表2所示，这 种相连关系随着人均收入水平而变动，初始人均收 入较低时，较大的不平等通常与消费需求增长变动 较小相联系，如西部地区INCINEQ系数为负值且显 著，而当人均收入较高时，这种影响是相反的(1N- CINEQ系数为正值且显著)且较大的不平等伴随着 较高的总消费需求变动。
正如前面所讨论的，因为各地区金融发展水平 不同，所以可能信贷约束的条件存在差异，同时因为 金融发展和GDP均值高度相关，所以对金融发展指 标FINDEV的测量和金融发展与收入不平等之间的 相互影响的估计对我们的研究是非常必要的。正如 假说中所言，金融的高速发展能够降低信贷约束的 门槛让更多的人接受信贷，这样，各地区不同的金融 发展水平有可能影响收入不平等程度进而影响消费 需求波动。本文期望金融发展指标以及它与收入不 平等的相互影响能加强对假说的检验。
为了检验这个思想，最好是使用私人信贷与 GDP的比重来衡量金融发展水平，但受到我国统计 资料的限制，本文只好用金融发展规模(FINDEV) 的指标来代替。
衡量金融发展规模常用M2GDP的比重这 一指标(Mckinnon，1973)，简称为麦氏指标，然 而，麦氏指标受到了众多的质疑。Arestis等(2001) 考虑到在不发达国家国内信贷的作用，设计了银行 贷款占GDP的比重这一金融发展规模度量指 标。Allen等(2003)利用结构指数表明，中国银 行系统的规模远远地超过了金融市场的规模，尽管 中国股市确实比银行要有效得多，但银行在经济中 的作用要远大于股票市场，即中国存在一个明显的 银行导向型金融结构，所以用银行贷款占GDP的比 重这一指标来衡量中国金融发展程度也是比较合理 的。为了减轻通货膨胀带来的失真，在本文中对 GDP通过***公布的全国零售价格指数(以1978 年为基年)加以调整。贷款余额这一存量指标剔除 价格影响的处理方法按照King和Levine (1993)，用名义值上年和本年的平均值来表示剔 除了价格影响后的实际值。
正如前面所提到的，在本文初始估计中， MEANGDP可能只是金融发展的一种代替，为了检 验这种观点的有效性，本文选取了INCINEQ和金融 发展指标的交互项(以下以INFINDEV表示)，以找 到MEANGDP或FINDEV哪一个是更好的解释变 量，在消费需求回归模型中，FINDEV以及INFINDEV的系数是显著的， 这也就验证了总消费需求的波动是受到金融发展规 模的影响的，本文相信以上的假说推断是合理的。
同时，我们注意到，在整体回归中，当INFIND。 EV和FINDEV的系数是显著时，INMEANGDP的系 数虽然显著性水平下降，但仍然显著，由此也说明金 融发展不能完全取代GDP，人均收入水平在解释消 费需求波动方面仍然时具有一定解释力的。表2 (b)的系数估计结果仍然表明，对本文样本中的绝 大多数地区，较高的不平等程度和消费需求的较低 变动相联系，此结果也间接地表明我国还是人均收 入水平较低的国家。
(二)敏感性分析
在前面部分，本文讨论了不平等与波动之间的 联系，如在贫穷和金融发展较落后的地区，高不平等 似乎与较低的消费需求波动相联系，但在富裕和金 融发展发达的地区却正好相反。
正如本文前面所讨论的，数据集较少，可能使本 文的结论引入怀疑，所以有必要修改回归的条件来 增强我们结论的强度。下面就是本文努力做的几点 尝试，以更进一步寻找收入不平等与消费需求波动 之间联系的证据。
首先，本文在三个地区重新估计包 含交互项――INMEANGDP和INFINDEV――的方 程(估计结果略)，估计结果表明，在这三个样本中， iNCINEQ的系数在低收入样本中是负值，在高收入 样本中是正值，这一结果确认了整个样本的结果，在 低收入和中等收入地区中，获得了负值且显著的收 入不平等的估计系数在高收入地区的较小样本中，本文获得了正值且在 10％水平下显著的系数估计。
其次，理论上，各个地区可能有不同的GDP增 长速度和消费需求的变动，因为他们面临不同大小 的冲击，且各地制度文化也有差异。为了解释这种 可能性是否影响本文的结论，把CDP增长的标准差 作为解释变量，结果发现，GDP增长变动较大的地区消费需求 变动也较大，试***采用这种方式来控制冲击的大小 并不能改变本文的初始结论。
最后，本文试***发现计量结果对不同的样本期 是否会产生不同的结果，于是选择在一个相当长时 期内计算总变动的标准差和观察收入不平等的细微 变化，采用另一种方法分割样本，即使用28个地区 3个时期的更小的面板数据，本文减少不平等观察 数据间的时间段并观察1978～1980、1984～1986、 1990～1992和1996～1998年间不平等的数据，再 计算1978～1983、1984～1989、1990～1995和1996 ～2001年间消费需求年增长的标准差，这个新的数 据集与原始数据集在两个方面不同，一个是不平等 的测量在两个时间段间的间隔较小，变化也就较小， 另一个是在不平等观测数据间有一个完全重叠的时 期，但在该时期本文计算消费需求的变动。
这样，在第三个数据集内，产生了内生性的问
基于敏感性分析证实了收入不平等、金融发展 和消费需求变动的关联是相对正确的，这些结果不 会随着估计方法以及样本的选择策略而改变。
五、结论及***策建议
本文检验了收入不平等与总消费需求变动之间 的关系，在低收入地区，高不平等水平与消费需求的 低波动相联系，在高收入地区，不平等程度越大，波 动越大，并且数据检验结果表明金融发展有助于解 释不平等与总消费需求变动间的联系。本文同时也 意味着低总消费需求波动并不必然意味着绝大多数 个人是富裕的，它只是意味着那些占总消费需求绝 大部分的那些个体是富裕的。
我们的研究具有很强的***策含义，基于本文的 ***策建议可以总结为以下几点：
1．造成消费需求增长速度下降甚至萎缩的重要 原因是居民可支配收入下降和收入差别的拉大。我 国以当年价格计算的城镇家庭人均纯收入增长速度 在1994年达到35．6％峰值后，逐年下降，至1999年 才开始回升；实际收入的增长速度在1994年以后也 连续4年在低位徘徊，1999年才超过1994年的增 长速度，2000年又有所下降；全部职工工资总额 增长速度于1994年达到35，4％的峰值后，逐年下 题，因为如果经济周期的波动产生了不平等，则不平 等和总消费需求变动估计重叠的部分可能会产生一 个更引人怀疑的结果。
使用第三种样本进行的消费需求变动估计的结 果列在表3(只列出了几个主要变量)，正如表中所 显示的，先前的结论通常被保留了，其结果与先前的 结果一致。消费需求变动与不平等之间的联系在第 三个样本中得到支持，但显著性却减少了。 降，到1998年仅增长了0．2％，近年来职工工资总 额增长速度有所提高，远比1996年以前低。同时， 我国居民收入分配差别也呈扩大的趋势，基尼系数 由1967年的0．15上升到2000年的0．458，已处于 警戒线(美国为0．4左右)。正如实证分析中显 示，在我国这样一个低人均收入的国家，较大的不平 等并不能加快消费需求增长的速度，要实现这一目 标，必须发展经济，提高人均收入水平，尤其要促成 中等收入阶层的形成和扩大，使收入分配与总消费 协调、互动发展。
收入与消费论文例10
一、引言
关于消费理论的研究有很多，影响比较大的有凯恩斯学派的绝对收入消费理论、杜森贝里的相对收入消费理论、莫迪利安尼的生命周期消费理论和弗里德曼的持久收入消费理论等等，现在的大部分消费理论都是建立在这些消费理论之上并在这些理论的基础之上进行了发展。潘彬（2006）认为收入是影响农村消费的主要因素。李春琦（2009）建立一个动态宏观经济分析模型，认为农村居民消费习惯非常稳定，少儿抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著的负影响。刘伦武（2010）以我国30个省（市、区）的面板数据为基础，运用固定效应模型和随机系数模型分析了农村基础设施与农村消费之间的相互关系，认为农村基础设施发展对农村消费增长具有正向促进作用。胡东兰等（2013）采用1978-2010年的年度时间序列数据实证分析了中国财***支农支出对农村居民消费的影响，认为中国财***支农支出对农村居民消费有一定的挤入效应，这种挤入效应效果不明显，且农村居民消费存在一定的滞后性。为更好地拉动农村居民消费、拓展农村消费市场，***府应从优化财***支农支出结构、完善农村社会保障体系等方面做出努力。
通过对已有文献梳理发现大部分学者从收入、社会保障、基础设施建设和财***支出的角度研究农村居民消费，但从劳动力负担的角度研究农村居民消费的文献很少，本文尝试运用VAR和VEC模型，研究嵌入劳动力负担的农村居民消费行为以及居民纯收入、消费价格指数、固定资产投资对农村居民消费的影响。
二、变量、数据与模型构建
（一）变量和数据说明
本文研究所采用的数据是改革开放后1979-2012年湖南省的年度时间序列数据，数据全部来源于《湖南省统计年鉴》以及wind资讯。本研究所采用的主要变量描述如下：农村居民人均消费总支出（Y），本文用农村居民人均消费总支出衡量农村居民人均消费额，农村居民人均消费总支出受劳动力负担，收入，消费价格指数和农村固定资产投资等因素的影响。农村居民个人纯收入（X1），从绝对收入假说到相对收入假说再到生命周期假说，收入都是影响消费的首要因素，农村居民收入水平的提高将导致农村居民消费水平的提高。劳动力负担（X2），本文的劳动力负担指农村居民平均每个劳动力负担人口数（包含本人）。消费价格指数（X3），消费者价格指数反映居民生活有关的产品的价格变动本文用环比年度CPI作为消费价格指数的变量。农村固定资产投资（X4），农村固定资产投资是指***府对农村固定资产投资，为了增加农村固定资产投资变量对农村居民人均消费影响的解释，选取人均农村固定资产投资作为变量。
将各时间序列数据进行自然对数转化，不但没有改变原有数据的协整关系，而且能使趋势线性化，消除时间序列中异方差现象。