2018收入因素对中国消费需求影响的实证分析
一、引言收入是消费的基础。按照马克思的社会再生产理论，社会产品再生产循环必须经过生产、分配、交换、消费四个环节，分配与交换是联系生产与消费的纽带。在物质生产部门的分配形成了物质生产部门人员的收入，包括货币性收入和实物性收入，在交换领域对国民收入进行的再分配，使得非物质生产部门的人员获得收入。他们的收入以工资、利润、地租、利息等形式存在，居民获得收入是保证社会再生产顺利进行的必要条件，因为工资是劳动力生产要素再生产出来的条件；资本家获得利润是进行投资再生产的动力；土地所有者获得地租是保证土地生产要素参与社会再生产的条件；利息是获得社会再生产资金的代价等等。基于此，我们可以得出结论：收入是分配与交换的重要载体，分配与交换是消费的前提，所以收入是消费的基础。我国在传统计划经济体制下，居民主要通过社会产品的初次分配以工资形式获得货币性收入和再次分配以配给形式获得实物性收入，私人的交换形式并不发达，货币性收入对居民消费的决定作用并不是很大；改革开放以后，市场经济逐渐发展起来，货币性收入对消费的决定作用逐渐增强，以货币为媒介的交换环节，即市场流通环节得到发展。此时，居民获得消费品的途径更多是通过价值形式的收入的支出，而居民的收入也由以货币和实物共同存在的两种形式转化为以货币为主的形式。货币性收入水平理当其冲地决定着消费水平与结构。也就是说，在传统的计划经济条件下，实物性收入和货币性收入共同决定消费水平与结构；在商品经济条件下，货币性收入主要决定着消费水平与结构。
西方经济理论对收入与消费关系的刻画较为系统，主要都基于“消费是关于收入的函数”这个数量关系假定，即C=F(Y)，来构建消费函数的，只是其前提假定条件不尽相同。这里我们并不完全赞同西方消费函数理论，但是，其所界定的现期收入、持久收入、相对收入等概念对于阐释中国目前的消费需求状况还是有一定解释力的。
二、基于凯恩斯的绝对收入假定的实证分析
凯恩斯提出“绝对收入假定”，其中心思想是消费倾向递减，现期消费主要取决于消费者的现期净收入，即“绝对收入”。据此，建立模型：
C=a+bY---------------------------------(1)
其中，C为现期消费，a为自发性消费，b为边际消费倾向，Y为现期收入。
为了消除C与Y之间的非线性关系对回归的影响，对（1）式作双对数变换，来消除C对Y的非线性相关对回归的影响，有：
lnC=a+blnY---------------------------(2)
该模型存在的问题是：尽管短期内边际消费倾向递减，但是从长时期的统计资料来看，消费倾向不一定是下降的（库茨涅茨在1946年其所著的《1869年以来的国民产值》中，根据1869-1938年美国的收入消费资料证明：从长期看，美国人的消费在国民收入中所占比例是相当稳定的，平均消费倾向保持在0.84-0.89之间），这与凯恩斯的理论假设主张是不同的。
我们可以利用《中国统计年鉴》中的城镇人均可支配收入、人均消费性支出和农村人均纯收入、人均生活消费支出数据来验证和分析中国消费需求受现期收入的影响度是怎样的。
我们根据（2）式，作回归分析结果为：
表1：城乡居民消费对现期收入的回归分析结果
地区年份abS.ED.WR2
城镇1988-19950.4520.9190.9950.031050.953(2.311)(35.942)
1996-20030.5690.9080.9980.0086483.183
(3.923)(54.675)
农村1988-19950.2500.9390.9980.016442.543
(2.167)(54.729)
1996-20031.7680.7340.8090.034230.826
(1.727)(5.531)
总体上，可以看出城乡消费的收入弹性都很高，现期收入对消费的解释能力还是很大的。但是在1996年之后城乡消费的收入弹性均有所下降，农村大于城镇。1988-1995年城镇为0.919，农村为0.939，也就是说，城乡居民现期收入每增加1%，城镇居民消费增加0.919%，农村居民消费增加0.939%。1996-2003年，城乡居民现期收入每增加1%，城镇居民消费增加0.908%，下降0.011个百分点；农村居民消费增加0.734%，下降0.205个百分点。这一方面说明，凯恩斯的绝对收入假定消费函数对中国目前的消费需求状况依然有很强的解释力，另一方面说明，自从1996年以来，城乡居民的现期收入对现期消费的影响力在下降，即除了现期收入以外的其他经济变量（如制度变迁等）的解释力在上升。因此，影响目前中国消费需求增长的主要因素还是现期收入以及正在提高影响力的其他经济变量。
三、基于杜森贝利的相对收入假定的实证分析
这是对绝对收入假定的一种修正和补充。杜森贝利认为，消费者的消费支出不仅受其现期收入的影响，而且也受周围人的收入与消费的影响，即所谓消费的“示范性”；还有自己过去收入和消费水平的影响，即所谓消费的“不可逆性”。基于消费的“示范性”和“不可逆性”，尽管收入降低，人们也会动用储蓄(包括银行储蓄、证券投资等在内的广义储蓄)来尽量维持消费水平。也就是说，消费在短期内具有一定的稳定性。相对收入等于消费者现期收入与能够影响消费者的其他人的收入水平或者消费者过去的最高收入水平（除去价格因素）的比率。只要相对收入不变，那么现期储蓄与现期收入之比值也就不变，即不必减少储蓄来维持消费或增加储蓄来减少消费。根据这一假定，杜森贝利提出了相对收入的时间序列总量数据函数式：
S/Y=a+bY/Y’--------------------------------(3)
其中，S为现期储蓄，Y为现期收入；a1为常数项；b0为相对收入的弹性系数；Y/Y’为相对收入；Y’为能够影响消费者的其他人的收入水平或者用人口和价格指数等修正过的、消费者先前曾达到的最高收入水平。
(3)式是储蓄函数形式，与其相对应的消费函数形式为：
C/Y=(1-a)-bY/Y’---------------------------------(4)
这里，b既定时，相对收入Y/Y’越大，平均消费倾向C/Y则越小。作为反映相对收入Y/Y’的弹性系数b越大，则说明相对收入对平均消费倾向的影响越大。
该理论模型存在的主要问题是：相对收入中能够检验的含义相当少，进而难以明确消费预算的含义以及如何以最优的方式实现消费预期。
我们可以尝试，通过《中国统计年鉴》中不同收入组的数据来确定Y/Y’，即个别消费群体收入与全体消费者平均收入水平之比，来验证基于消费的“示范性”假定的相对收入对平均消费倾向的影响。因为从（4）式来看，就某一年而言，当b既定时，Y越大（趋向于高收入组），Y/Y’越大，则C/Y越小，这符合中国以收入的不同阶层为角度的统计事实，即较高收入阶层的收入水平越高，其平均消费倾向越小。
我们的估算方法是：Ci,t/Yi,t=(1-a)-bYi,t/Y’t，（t，i）其中Ci,t为第t期i收入阶层的人均消费性支出；Yi,t为第t期i收入阶层的人均可支配收入；Y’t为第t期各阶层的平均可支配收入；t为从1985年至2003年；i为从最低收入阶层至最高收入阶层顺次。依据（4）式的相关回归结果为表2所示：
表2：城镇居民消费对相对收入的回归分析结果
年份1-a-bR2S.ED.W年份1-a-bR2S.ED.W
19851.090-0.1120.9590.00851.367
(109.385)(-11.862)19951.120-0.1890.9180.026431.148
(44.921)(-8.280)
19861.108-0.1300.8680.014840.98
(52.022)(-6.352)19961.130-0.2090.9260.027831.193
(42.998)(-8.694)
19871.087-0.1140.9240.012262.074
(77.305)(-8.622)19970.995-0.1620.9180.023810.952
(46.082)(-8.253)
19881.091-0.09790.9230.011061.76
(89.648)(-8.564)19980.996-0.1710.8950.029710.802
(38.001)(-7.230)
19891.122-0.1500.9600.012561.089
(83.754)(-12.012)19990.987-0.1700.8840.32230.784
(35.615)(-6.839)
19001.098-0.1610.9760.01011.148
(99.781)(-15.565)20000.978-0.1550.9050.027590.813
(42.674)(-7.606)
19911.130-0.1760.9470.015741.041
(62.977)(-10.412)20010.982-0.1750.9210.029590.886
(41.540)(-8.415)
19921.140-0.2070.9140.026271.252
(41.530)(-8.068)20020.956-0.1300.8100.043060.963
(31.950)(-5.162)
19931.124-0.1980.9310.024920.935
(47.121)(-9.051)20030.950-0.1350.8070.046990.927
(29.874)(-5.114)
19941.131-0.2070.9330.026870.968
(45.79)(-9.185)----------------------
从表2可以看出，代入的数据基本上有着较好的回归结果：相关系数R2基本近似于1，T检验值和D.W检验值证明回归结果成立。作为反映相对收入对平均消费倾向影响的弹性系数b，在1997年以前基本呈现上升态势，说明相对收入对平均消费倾向的影响在加大，消费的“示范效应”增强；1997年至今较20世纪90年代相比，b值有所下降，说明消费的“示范效应”减弱，人们的消费受其他人的消费水平的影响度在下降，居民消费受其它因素影响的力度在加大。
四、基于弗里德曼的持久收入假定的实证分析
该理论依然是对凯恩斯的绝对收入假定的补充和修正。弗里德曼将收入分为持久收入（可预料到的、长久的、稳定的收入，即一生中可得到的收入的平均值，如工薪、房租、利息等收入）和暂时收入（非连续性、带有偶然性的收入），相应的消费也分为持久消费（有经常性质的消费支出）和暂时消费（非经常性质的消费），其核心观点是：消费者的消费支出主要不是由现期收入决定的，而是由持久收入决定的；消费者的持久消费与持久收入是固定的比例关系，即Cp,t=kYp,t其中Cp,t为持久消费；Yp,t为持久收入；k为系数，受利息率、消费偏好、财产等因素决定。据此，建立的消费函数为：
C=a+bYp,t+cYt,t--------------------（5）
对（5）式作双对数变换，来消除C对Y的非线性相关对回归的影响，有：
lnC=a+blnYp,t+clnYt,t------------------------(6)
其中，C为消费（包括持久消费和暂时消费）；a为常数项；b为持久收入的弹性系数；c为暂时收入的弹性系数；Yt,t为暂时收入。
该理论与前面理论不同的是：它用人们的长期收入来分析人们现期消费支出的变化。由此，产生了该理论的缺陷是：过于强调消费决策受长期收入影响，忽略了对消费支出周期性变化原因的分析。
根据这一假定，我们对中国居民的持久收入与暂时收入进行估算，来检验它们对消费的影响度，以期验证：中国的居民消费是否主要取决于持久收入？如果是的话，居民的消费在多大程度上受持久收入的影响？
目前的统计资料中，找不到直接与持久收入、暂时收入相对应的实际统计数字。而一般的估算方法为弗里德曼的三阶移动平均值方法，其公式为：
Yp,t=(Yt+Yt-1+Yt-2)/3-----------------（7）
Yt,t=Yt–Yp,t--------------------------（8）
其中，Yp,t为t期的持久收入，Yt,t为t期的暂时收入；Yt为t期收入，Yt-1为t-1期收入，Yt-2为t-2期收入，它们是通过《中国统计年鉴》可以得到的数据，分别为城镇的居民可支配收入和农村居民人均纯收入。
下面，我们就运用这种方法对中国城乡居民的持久性收入与暂时性收入作估算，如表3所示：
表3：中国城乡居民的持久性收入与暂时性收入的估算单位：元
年份城镇估算值农村估算值年份城镇估算值农村估算值
持久收入暂时收入持久收入暂时收入持久收入暂时收入持久收入暂时收入
1980408.768.9161.729.619921745.8280.8726.357.7
1981461.039.4191.631.819932101.5475.9804.7116.9
1982504.430.9228.341.819942700.1796.1975.5245.5
1983533.431.2267.842.019953452.2830.81240.1337.6
1984584.068.1311.743.619964206.0632.91574.9351.2
1985651.987.2354.243.419974760.7399.61864.6225.5
1986764.0136.9392.231.619985141.6283.52059.4102.6
1987880.7121.4428.034.619995479.8374.22154.156.2
19881027.7152.5477.167.820005853.0427.02208.644.8
19891185.4188.5536.365.220016331.2528.42276.789.7
19901354.8155.4610.975.420026947.5755.32365.1110.5
19911528.2172.4665.543.120037678.2794.02488.1134.1
利用（6）式，我们同样以1996年中国开始出现明显的消费需求不足为界，分别就城乡的消费需求对持久收入和暂时收入作回归分析，结果如表4所示：
表4：城乡居民消费对持久性收入和暂时性收入的回归分析结果：
地区年份abcR2S.ED.W
城
镇1985-1995
1996-2003
0.7790.7800.1510.9970.027651.783
(3.724)(14.367)(4.028)
0.9730.8100.084880.9980.0088823.497
(6.594)(41.124)(7.876)
农
村1985-1995
1996-2003
-0.1090.9550.082560.9950.031381.148
(-0.444)(17.877)(3.037)
1.8330.6770.0880.8510.030221.741
(2.084)(6.447)(3.870)
从表4中可以看出，各个时期的城乡消费持久收入弹性都大于暂时收入弹性，而且差距很大，这说明城乡居民的消费主要是由持久收入所决定的。从城镇看，1985-1995年期间居民持久收入每变化1%，消费变化0.78%，而1996-2003年期间的消费变化则提高到0.81%，说明城镇居民的消费受持久收入的影响增大，其相对于现期收入而言影响消费的能力在提高，这同前面关于绝对收入假定的分析结论（城镇现期收入对消费的影响度在下降）是相对应的。从农村看，1996-2003年的持久收入对消费的影响度比1985-1996年期间有所下降，幅度为0.278个百分点；暂时收入对消费的影响度有所提高，为0.00544个百分点；与城镇相比，表现出截然不同的趋势。这一方面说明，农村居民从种植业中获得的持久收入在总收入中相对下降（表现为粮食价格的偏低），因此，农村居民的持久收入对农民现期消费的贡献度大幅下降；而农村居民因从事非农劳动而获得的暂时性收入在总收入中相对上升，其对农民现期消费的贡献度则相应地略微提高。另一方面，结合关于绝对收入假定的分析结果（1996年之后农村消费受现期收入影响的下降幅度度远远大于城镇），可以发现：在1996年之后，农村居民的现期收入和持久收入对消费的贡献度都在下降；而城镇在1996年之后，现期消费收入对消费的贡献下降，但是持久收入对消费的贡献增强，因此，可以断定：城镇居民因受体制改革等不确定性因素影响在延迟消费，而农村居民则表现为消费能力的不足。
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