我國西部城鎮居民食品消費行為實證分析

摘 要 本文通過對我國西部城鎮居民人均總收入和人均食品消費支出數據的整理和實證分析，在排除了物價水平變動的情況下，證明了我國西部城鎮居民人均食品消費支出主要取決于人均持久性收入，說明了米爾頓·弗里德曼持久收入假說的合理性，并揭示了二者間的函數關系，并依此建立了適當的消費函數模型。

關鍵詞 城鎮居民 消費行為 實證分析

中圖分類號：F224. 0 文獻標識碼：A

一、引言

城鎮家庭是我國社會的主要組成部分，在國民經濟和社會生產生活中占據了相當重要的份額，研究城鎮家庭居民的生活狀況，可以從一個方面反映出我國現代化建設的成績，也可以為今后的發展找到重點。在西部大開發的背景之下，如何看待我國西部城鎮家庭的食品消費行為，如何對這類消費行為的影響因素進行辨別和分析，如何通過消費函數盡可能準確地表達人們的食品消費水平，則成為本文關注的話題。

二、研究方法

本文采用米爾頓·弗里德曼混合持久收入模型，運用城鎮居民家戶調查資料，對中國西部省、市、自治區（包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆）城鎮消費者人均食品消費支出進行分析，以獲得我國西部城鎮居民食品消費函數的總體結論。

三、關于我國西部城鎮居民消費函數分析

（一）基本假設與數據來源。

本文的分析過程基于如下假設：沒有政策性的干擾噪聲出現，即收入和消費的變化都是市場供求調節的結果。本文原始數據來源于國家統計局(http://www.stats.gov.cn/)發布的統計年鑒（1996~2010年）。在Excel中經過整理，輸入Eviews18.0軟件中進行建模。

（二）持久收入模型及模型估計。

1、混合持久收入模型。

根據混合米爾頓·弗里德曼的持久收入模型，人們的收入應分為持久性收入和瞬時性收入兩部分，消費行為既受持久性收入的影響，也受瞬時性收入的影響。據此有如下t時期消費函數計量形態：

Yt=Ytp+YtT，Ct=Ctp+CtT

假設持久消費由持久收入決定，瞬時消費由瞬時收入決定，則有：Ct= 0+ 1Ytp+ 2YtT+ 4，其中：t=1，2，…，T （1）

在⑴式中，Ytp表示t時期的持久性收入，YtT表示t時期的瞬時性收入，且ytT=Yt－Yt， 1(0＜ 1＜1)表示邊際持久性消費傾向， 2(0＜ 2＜1)表示邊際瞬時性消費傾向。設：

C1=m0+ 1Ytp+ t1 ， (2) C2=n0+ 2YtT+ t2 (3)

其中：令 0=m0+n0， t= t1+ t2，則可按如下步驟估計該模型中的系數：

(1) 根據統計數據（1995~2009年實際收入），確定各年持久性收入和瞬時性收入的數額，考慮多個滯后期，則t時期持久性收入可由如下幾何級數下降權數的分布滯后公式(袁艷輝， 1996)表示：

⑷

其中，0＜ ＜1，n為觀測個數（本文中為年數，共14年）， 需經多次試算后取最優解；

(2) 運用OLS法，估計出方程⑵中的系數m0和 1，并檢驗其可決系數R2、t統計量和F統計量；

(3) 再次運用OLS法，估計出方程⑶中的系數和，并檢驗其可決系數R2、t統計量和F統計量；

(4) 根據方程⑴得出消費函數。

表1 1995~2009年中國西部城鎮人口家庭人均收入構成及全年食品消費支出

2、參數估計

由相關統計數據，經整理可得如下收入數據表（表 1）。表中可支配收入數據按城鎮居民消費價格指數調整，表中食品消費數據按食品價格指數調整，均以1995年水平為基準的不變價格。取 =0.1，根據公式⑷可得到人均持久性收入與瞬時性收入數據，再根據各年消費支出統計數據整理出食品消費。（見表1）

由于收入水平制約著消費水平，高收入群體有能力進行高消費，但低收入群體則沒有能力進行高消費行為，因此可以認為消費與收入之間存在著相關關系。

對不同水平 下的持久收入和瞬時收入分別對食品消費支出進行OLS回歸分析，經整理得知當 =0.3時，調整后判定系數(Adjusted R-squared)取得最大值，由表2可以得到持久性收入在水平下，與消費者的食品消費支出存在顯著相關性。其中，AR2max( =0.3)=0.9518，此時 1=0.1710，其t統計量為16.0229，相伴概率為0，小于5%顯著性水平；且m0=12，129.20，其t統計量為21.0991，相伴概率為0，也小于5%的顯著性水平

表2 水平下方程⑵參數估計（持久性收入對食品消費的影響）

由以上分析可得如下方程：

C1=12 129.20+0.171 0Ytp+ t1（5）

該方程的F統計量為256.7331，相伴概率為0，小于5%的顯著性水平，表明模型較穩定，但DW值為0.7109，按5%顯著性水平下1個解釋變量和15個樣本查詢DW臨界值表可知，dL=1.077，dU=1.361，在本檢驗中DW=0.710 9＜dL，應判定其存在序列自相關。

設殘差項為e，運用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列自相關，在Eviews中對殘差項進行一階滯后回歸可得：

et=0.595 3et-1 （6）

可見，殘差項的相關系數，對方程⑸進行廣義差分可得：

（7）

對上式進行OLS估計，Eviews輸出DW=1.9193∈[1.077，2.639]（其中）dL=1.077，4－dU=2.649，排除了序列相關，可得出方程：

（8）

（三）消費行為模型分析。

方程(8)表明，西部城鎮居民t時刻的人均食品消費支出與對應的持久性收入呈現線性相關關系，且消費支出（被解釋變量）是持久性收入（解釋變量）的增函數。根據邊際消費傾向定義，在方程（9）中對Ytp求導可得：

上式表明，t時刻的持久性收入較時刻每增加1元，在食品上的消費支出將增加約0.14元，即人們傾向于將持久性收入增長部分的14%投入食品消費。

四、結論

本文經過對我國西部八省市自治區城鎮居民收入及人均食品消費的實證分析，證明了Milton Friedman的持久收入假說在我國西部省市自治區的經濟運行中具有合理性和有效性，可用于解釋該區域內經濟發展的若干問題，同時，本文通過分析，發現總體上持久性收入對食品消費有較強的拉動作用。年人均總收入和年人均持久性收入呈現逐年上升的趨勢，在剔除了物價水平變動的影響后，人們習慣于將本期與上期年人均持久性收入的增加額的14%用于食品消費，該比例相對還比較低。因此，我國西部省市自治區應加快收入分配體制改革，千方百計提高居民收入，以促進人民生活水平的不斷提高。□

（作者單位：西南大學經濟管理學院）

參考文獻：

[1]Friedman， M.， National Bureau of Economic Research. (1957). A theory of the consumption function. Princeton: Princeton University Press.

[2]杭斌.我國城鎮居民消費行為的實證研究. 山西財經大學學報， 1993， (3).

[3]袁艷輝， 陳志鋼. 湖北城鎮居民消費模式的實證. 中南民族學院學報(自然科學版)， 1996， (4).