賀書偉，鄭珍遠

(福州大學 管理學院，福建 福州 350002)

一、問題提出

“消費”一詞，現(xiàn)已成為大家日常關注的高頻詞語。自2008年秋國際金融危機全面爆發(fā)以來，我國實體經濟受到嚴重影響，出口迅速下滑，CPI和PPI環(huán)比連續(xù)下降，使得我國經濟增速明顯減緩，盡管目前經濟有回暖的趨勢，但總體形勢仍不明朗。由于主要靠出口和投資拉動，在國際經濟衰退和國外產品訂單減少的情況下，我國經濟面臨嚴重的考驗。中國政府力圖從主要依靠出口和投資拉動經濟，轉換到依靠消費、投資和出口三駕馬車一并前進，拉動中國經濟繼續(xù)發(fā)展。因此，研究我國居民消費函數(shù)具有現(xiàn)實意義和理論價值:一則為政府在應對國際金融危機、擴大內需制定宏觀政策時提供參考;再則也將豐富我國居民消費函數(shù)理論的實證分析成果。

要很好地研究我國居民消費函數(shù)，就不能單獨把它割舍開來進行研究，因為消費與投資、政府購買及凈出口共同構成了國民經濟的宏觀整體。因此，本文力求在宏觀經濟聯(lián)立模型中從全面、整體的角度來研究各宏觀經濟變量對我國居民消費函數(shù)的影響。結構安排如下:第一部分就目前經濟形勢提出了本文要研究的問題;第二部分將理論上和實證上對居民消費函數(shù)已有的研究成果進行回顧，并提出進一步研究的必要性;第三部分采用1990～2007年的年度數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程，在宏觀經濟系統(tǒng)下實證分析我國居民消費函數(shù)模型，并給出回歸結果及分析;第四部分將結合實證分析的結果和我國的實際情況，給出幾點能夠從宏觀層面上提升我國居民消費能力的政策建議。

二、文獻回顧

消費函數(shù)是反映人們的消費支出與決定消費支出的各種因素之間的依存關系，是消費者行為數(shù)量研究的重要組成部分。消費函數(shù)這一概念最先是由英國經濟學家約翰·梅納德·凱恩斯提出的，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)，這就是著名的凱恩斯消費函數(shù)。在其以后，經濟學家提出了各種各樣的消費函數(shù)理論，主要有斯密西斯的絕對收入假說、杜森貝的相對收入假說、弗里德曼的永久收入假說、莫迪利安尼的生命周期消費函數(shù)及霍爾的隨機游走假說，等等。至今，西方發(fā)達國家不管是從理論上還是實證上，都對消費函數(shù)進行了大量研究，并取得了豐富的成果。但由于地理、歷史、人文和經濟的發(fā)展水平不同，各國具體的消費函數(shù)又各不相同。

在我國，對消費函數(shù)的研究由來已久。最近幾年，一些學者和專家在這方面取得了一定的成果:曾令華和趙曉英(2006)運用中國1978～2004年數(shù)據(jù)構造了城鎮(zhèn)居民的消費函數(shù)，研究消費與其影響因素之間的長期均衡和短期動態(tài)關系;田檢(2008)以絕對收入假說和生命周期假說為理論依據(jù)，利用1995～2005年數(shù)據(jù)實證分析了家庭平均可支配收入、當期收入、持久收入等因素對我國城市居民、農村居民消費的影響;楊曉春(2008)建立一個非常簡單的消費模型，采用1980～2003年的樣本進行回歸，并結合消費函數(shù)的經濟理論，對模型反復修正和改進，最終得到與絕對收入假說下的消費函數(shù)模型相一致的我國居民消費函數(shù)模型;儲德銀和經庭如(2009)利用我國1990～2007年數(shù)據(jù)，采用協(xié)整、誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗等計量方法，分析了我國農村居民消費和收入水平的關系，結果為:長期內農村人均消費支出和人均收入之間存在穩(wěn)定的均衡關系，短期內農村居民人均純收入的增加是人均消費支出變動的主要原因;魏貴祥、陳小龍和馮怡琳(2009)通過近幾年我國城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據(jù)的深入研究，總結了城鎮(zhèn)居民的消費現(xiàn)狀和特點，分析了影響居民消費需求的因素，并提出了幾點刺激消費的政策建議;杭斌和郭香俊(2009)則從習慣形成的預防性儲蓄對我國城鎮(zhèn)居民消費行為進行了實證分析，結果表明，習慣形成和收入不確定性是導致中國城鎮(zhèn)居民高儲蓄低消費現(xiàn)象的重要原因。

我國目前居民消費函數(shù)的研究文獻大多是利用簡單的幾個變量構建單方程模型并與經典的消費理論結合起來，這樣回歸得到的結果看似可以很好地描述現(xiàn)實世界，其實還存在進一步研究的必要性。首先，消費只是國民經濟整體中的一部分，不僅模型中的各個變量會影響它，而且國民經濟其他部分，比如投資和凈出口都會對居民消費產生影響。再者，目前學術界流行的消費理論可以部分解釋我國居民消費，但我國居民消費函數(shù)還具有自身的特點。因此，基于以上兩點，本文在已有的消費函數(shù)理論的基礎上，根據(jù)我國實際建立新的居民消費函數(shù)模型。并且從整個宏觀系統(tǒng)入手，建立起消費、投資的聯(lián)立模型，在宏觀系統(tǒng)中來研究各經濟變量對我國居民消費函數(shù)的影響。

三、實證分析

(一)模型構造

在復雜的經濟活動中，影響我國居民消費、投資和凈出口的因素有很多，通過對一系列影響消費、投資和凈出口的宏觀經濟指標的反復考察，基于國計民生的角度，筆者為居民消費函數(shù)選取了10個自變量，投資函數(shù)選取了2個自變量。因此，可以建立理論聯(lián)立模型如下:

其中:t表示年份，C表示居民消費總額，GDP為國內生產總值，CPI為消費者價格指數(shù)，M為貨幣供應量，TSCG為社會消費品零售總額，SSF為社?；鹂傤~，T為稅收總額，SPI為平均上證指數(shù)，UR為城鎮(zhèn)失業(yè)率，CBO為負擔老年系數(shù)，I為投資總額(資本形成總額)，PPI為工業(yè)品出廠價格指數(shù)，G為政府消費總額，NX為凈出口總額。

1.樣本數(shù)據(jù)

盡管我國改革開放事業(yè)是從1978年開始的，但整個20世紀80年代主要實行的還是計劃經濟，直到1992年我國在黨的“十四大”上確定了要建立社會主義市場經濟體制的國家，這才標志我國進入一個新的發(fā)展時期。此外，上海證券交易所和深圳證券交易所分別在1990年和1991年成立，我國資本市場才由此開始運作。因此，為了得到所有宏觀經濟變量的完整資料和全面綜合地體現(xiàn)經濟活動對消費的影響，可選取1990～2007年作為本文實證研究的樣本區(qū)間。模型中各變量的數(shù)據(jù)來源于2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》和1991～1995歷年的《中國人口統(tǒng)計年鑒》的年度數(shù)據(jù)。

2.主成分分析

對于居民消費方程而言，模型中有10個變量，為了避免多重共線性的出現(xiàn)，應先對這些變量進行相關性分析，計算得到這些變量(自然對數(shù)形式)兩兩之間的相關系數(shù)。計算可知除CPI以外，其余變量之間的相關系數(shù)非常高。為了消除變量之間的相關性，但又不想喪失這些變量對居民消費的解釋能力，可以采用主成分分析方法來實現(xiàn)這一目的。

主成分分析是一種通過降維技術把多個變量化成少數(shù)幾個主成分(即綜合變量)的統(tǒng)計分析方法。因此，可以通過主成分分析把這10個變量降維成少數(shù)幾個主成分，然后用這些主成分對居民消費建立模型。通過運行SAS8.1軟件對上述10個自變量進行主成分分析，可得回歸結果中相關系數(shù)矩陣的前5個特征值、特征向量及貢獻率，如表1所示。

表1 原始變量相關系數(shù)矩陣的前5個特征值、特征向量及貢獻率

由表1可知，前5個特征值的累計貢獻率已達到99.6%，只損失0.4%的原始信息，因此可取前5個主成分，并分別命名為 Y1、Y2、Y3、Y4和Y5。對于第一主成分Y1而言，對所有原始變量(CPI除外)的自然對數(shù)有近似相等的正載荷，則可稱第一主成分Y1為綜合成分;對于第二主成分Y2而言，在消費者價格指數(shù)(CPI)上有很高的正載荷和在平均上證指數(shù)(SPI)上有中等程度的正載荷，可稱第二主成分Y2為價格指數(shù)成分;對于第三主成分Y3而言，在城鎮(zhèn)人口失業(yè)率(UR)上有中等程度的正載荷，可稱第三主成分Y3為失業(yè)成分;對于第四主成分Y4而言，在負擔老年系數(shù)(CBO)和社?；?SSF)上有中等程度的正載荷，可稱第四主成分Y4為社會負擔成分;對于第五主成分Y5而言，相對其他變量在國內生產總值(GDP)、滯后一期的消費(C－1)和貨幣供應量(M)上有稍大的正載荷，可稱第五主成分Y5為宏觀總量成分。

3.模型修正

現(xiàn)用這5個主成分變量代替10個原始變量對居民消費方程進行回歸，則可把原來的模型修正為以下的模型:

其中:Y1、Y2、Y3、Y4和 Y5是原自變量自然對數(shù)的線性組合，分別稱為綜合成分、價格指數(shù)成分、失業(yè)成分、社會負擔成分和宏觀總量成分。

(二)參數(shù)估計和檢驗

由于模型中誤差項可能不服從同方差性，因此，本文在對聯(lián)立方程進行回歸時采用加權兩階段最小二乘法(W2SLS)以消除模型的異方差性。運行Eviews5.0軟件和相關變量數(shù)據(jù)對上述模型進行回歸，得回歸結果如表2所示。

表2 聯(lián)立方程組回歸結果

由表2可知:在5%的顯著性水平下所有變量的t統(tǒng)計量都顯著大于2，這就說明所有變量系數(shù)都通過檢驗。兩個方程的R2值分別為0.9995和0.9964，均大于0.99，這說明居民消費方程和投資方程的擬合程度都非常高。居民消費方程、投資方程的DW值分別為1.9313、1.4643，這也說明兩個方程都不存在或幾乎不存在自相關。

因此，可以寫出估計模型如下:

除了前面的檢驗以外，還需要對模型殘差進行平穩(wěn)性檢驗。如果殘差序列不平穩(wěn)的話，則該模型就不能用于預測。同樣運行EViews5.0可以得到模型中兩個方程各自殘差的自相關和偏自相關圖，從圖中可知Q統(tǒng)計量的p值都顯著地大于0.05，這就說明本模型的各個方程的殘差不存在序列相關，即該模型是平穩(wěn)的。

(三)模擬評價

為了檢驗模型用于模擬分析的可靠性，本文運用上述模型對樣本數(shù)據(jù)進行模擬，計算3個內生變量樣本區(qū)間內的模擬誤差平方根百分比、模擬誤差均值百分比和瑟爾不等系數(shù)，如表3所示。

表3 模擬誤差的平方根百分比、均值百分比及瑟爾不等系數(shù)

表3結果表明:本模型變量模擬值與實際值的擬合效果很好。居民消費(C)、投資(I)和國內生產總值(GDP)的模擬誤差均值百分比非常接近于0，這就說明模擬不存在系統(tǒng)誤差。且它們的模擬誤差平方根百分比都小于5%，說明模擬效果非常好。最后，對于瑟爾不等系數(shù)而言，都非常地接近于0，這同樣也說明模擬效果非常好。因此，該模型對歷史的整體擬合效果很好，用于外推模擬分析具有一定的可信度。

(四)回歸結果分析

對于居民消費方程而言，第一主成分(Y1)、第四主成分(Y4)和第五主成分(Y5)的變動將會引起居民消費較大的變動，其變動彈性分別為0.2318、－0.2927和0.2067。第一主成分(Y1)是綜合成分，說明這10個變量對消費的變動均有大的影響，也說明這10個變量確實可以用來反映居民消費變動的指標;第四主成分(Y4)是社會負擔成分，主要反映負擔老年系數(shù)(CBO)和社保基金(SSF)變動對居民消費變動的影響，其彈性為－0.2927，這符合實際意義，負擔老年系數(shù)的增長和社?；鹂傤~的增加會使居民消費減少;第五主成分(Y5)是宏觀總量成分，主要反映國內生產總值(GDP)、滯后一期的消費(C－1)和貨幣供應量(M)的變動對居民消費的影響，其彈性為0.2067，這也符合經濟和實際意義，當國內生產總值和貨幣供應增加時會使居民消費增加，且反映前期消費會對當期消費有大的影響，前期消費大則本期消費大，反之亦然。第二主成分(Y2)是價格指數(shù)成分，反映消費價格指數(shù)(CPI)和平均上證指數(shù)(SPI)的變動對居民消費的變動，其彈性為0.0504，這說明盡管消費者價格指數(shù)和股價指數(shù)對居民消費有正的影響，但其效果不大。第三主成分(Y3)是失業(yè)成分，反映城鎮(zhèn)人口失業(yè)率(UR)變動對居民消費的變動，其彈性為－0.0306，這說明失業(yè)率對居民消費有負的影響，即當失業(yè)率上升時居民消費會下降，但效果不大。

對于投資方程而言，這里主要有兩個變量對投資產生影響:工業(yè)品出廠價格指數(shù)(PPI)和滯后一期的國內生產總值(GDP－1)的變動都會對投資產生正效應，且效果都很大，其彈性系數(shù)分別為2.0303和1.1010，這同樣也說明投資變動對PPI更敏感。

四、政策建議

從模型回歸結果來看，當前影響我國居民消費的因素非常之多，因此我國居民消費函數(shù)可能不是簡單的凱恩斯消費函數(shù)，也可能不是杜森貝里短期消費函數(shù)形式，也許是眾多因素的復雜組合。正是因為影響消費函數(shù)的因素眾多，在應對當前國際金融危機時，政府采取拉動內需的各種措施時就需要考慮周全。結合前面實證分析結果，筆者可以給出以下幾點政策建議:

(一)調整經濟比例結構，促進國民經濟各項事業(yè)全面、協(xié)調地發(fā)展

在居民消費函數(shù)中，綜合成分對居民消費具有最大的正效應，其彈性系數(shù)為0.2318。這也就是說，本文選取的10個宏觀經濟變量能夠合理地解釋我國居民消費。因此，政府不能偏重某些變量而輕視其他變量，國民經濟是一個系統(tǒng)，各項事業(yè)比例必須平衡、協(xié)調、全面地發(fā)展，既要注重經濟發(fā)展，也要注重社會進步。只有國民經濟和社會全面發(fā)展，我國居民的消費能力才會不斷提高。

(二)注重人口年齡結構變動，完善社會保障體系

回歸結果表明:社會負擔成分每增加1%，居民消費額就要下降0.2927%，社會負擔成分主要由老年負擔系數(shù)和社?；鸱从?，而居民消費與人口年齡結構有著內在的聯(lián)系，這是顯而易見的。因此，伴隨著我國老齡化的到來，老年負擔系數(shù)不斷增加，社會負擔壓力不斷增大，政府應審時度勢，注重人口年齡結構的變動和完善社會保障體系，一則防止人口老齡化以后我國居民消費能力的下降，二則減輕就業(yè)人口的社會壓力。

(三)繼續(xù)以經濟建設為中心，不斷完善宏觀調控政策

消費模型回歸結果同樣表明:宏觀總量成分對居民消費也有較大的正效應，其彈性系數(shù)為0.2067。經濟總量的增大仍是居民消費增長的重要因素，同時央行的貨幣政策也會影響到居民消費，且前期消費對當前消費的影響也不可忽視。因此，在國民經濟各項事業(yè)全面發(fā)展的同時，要繼續(xù)以經濟建設為中心，只有經濟上去了，消費的源動力才不會停止;同時也要注重國家層面宏觀調控政策對居民消費的影響，積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策仍是我國當前總的政策，但要關注經濟形勢的發(fā)展，不斷完善這個總政策。

(四)繼續(xù)穩(wěn)定物價、股市和降低失業(yè)率

盡管從回歸結果來看，價格指數(shù)成分和失業(yè)成分對居民消費的彈性系數(shù)分別為0.0504和－0.0306，但這并不意味著其對居民消費的影響不大。因為在現(xiàn)實生活中，消費品價格和股市的波動與居民消費支出息息相關;失業(yè)率的高低直接關系到失業(yè)人口的生活問題。因此，穩(wěn)定物價和股市不僅可以促使居民消費的平穩(wěn)增長，而且可以使居民資產增值，反過來又促進消費。而增加就業(yè)降低失業(yè)率，可以解決失業(yè)者的生活費用和由此可能引發(fā)的社會問題。

(五)著力解決我國居民消費不足和消費不均的問題

改革開放三十年來，我國經濟一直平穩(wěn)快速增長，但居民消費占GDP的比重卻一直在下降，從1990年的48.85%降到2007年的35.45%。此外，由于各種原因，城鎮(zhèn)居民消費要明顯高于農村居民消費。國內外很多學者都對中國這一問題進行過理論研究和實證分析，但都沒有一個令人滿意的答案。因此，著力解決我國居民消費不足和消費不均是一個現(xiàn)實問題，也是擺在政府和學者面前的一個難題，需要政府積極面對解決。

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