基于凯恩斯消费理论的收入来源差异对农村居民消费支出影响的计量分析
【摘要】自改革开放以来，我国一直靠投资拉动和出口贸易带动 GDP 高速增长的粗放型经济增长模式。依赖投资拉动 GDP 增长，很容易导致产能过剩，形成社会资源浪费和经济波动。依靠出口带动 GDP 增长，一旦国际贸易环境发生变化时，如世界性的经济危机，或者主要贸易伙伴国发生经济危机，会导致出口的较大波动进而影响 GDP 的增长。基于这些原因的考虑，我国领导层适时提出转变经济增长模式，扩大内需的经济战略。拉动经济增长的三驾马车，除了投资和出口，另外一个消费，所以在这个时候提出扩大内需是非常明智的选择。
目前中国农村具有非常大的消费存量需求，要刺激这部分需求，必须提高农村居民收入，按照中华人民共和国国家统计局对农村居民收入的划分，共四类：工资性收入、家庭经营纯收入、财产性收入和转移性收入。所以本文想通过计量分析方法，测算哪一种收入的增加可以更快更多地刺激农村居民的消费需求。
【关键词】凯恩斯消费理论 农村居民 收入
一、凯恩斯消费理论
凯恩斯的消费理论是他在《就业、利息和货币通论》（1936 年）一书中提出：总消费是总收入的函数，这一思想用线性函数表示为：
C=α+βY
其中 C 表示消费，Y 表示可支配收入，β 为边际消费倾向，且 0<β<1。
从凯恩斯的消费理论出发，要想提高消费量，可以通过两种途径，一种是增大消费者的边际消费倾向 β，从而在 Y 不变的情况下达到扩大消费的目的；另一种是直接增加消费者的收入 Y，在 β 不变的情况下扩大消费。
二、模型设定
从凯恩斯消费理论出发，我们可以通过增加农村居民的收入来达到刺激农村消费存量需求的目的，上文提到农村居民收入有四个来源，为了考察各种收入对消费增长的影响，我们可以建立如下线性模型：
C=β0+β1Y1+β2Y2+β3Y3+β4Y4+μ
其中 C 为农村居民消费支出，Y1、Y2、Y3、Y4 分别为农村居民工资性收入、家庭经营纯中中收入、财产性收入和转移性收入，μ 为随机干扰项。
三、收集数据
本文拟分别用我国内地 31 个地区农村居民消费支出和收入数据与 1995 年至 2009 年全国农村居民消费支出和收入数据，应用上述模型，实证分析各种来源收入对农村居民消费支出的影响。（数据来源：《中国统计年鉴》1996 年期至 2010 年期）
四、模拟分析
（一）利用 2009 年不同地区数据分析各种来源收入对农村消费支出的影响
应用 eviews 进行普通最小二乘估计结果如下：
C=1020.686+0.536*Y1+0.425*Y2+1.395*Y3+1.111*Y4
从检验结果来看，即使在 10% 的显着性水平下，都不拒绝财产性收入前参数为零的假设，因此可以认为，可能主要是其他三种来源收入，对农村居民消费支出有显着性影响。从通过显着性检验的参数来看，工资性收入和家庭经营纯收入的系数均小于 1，而转移性收入的系数大于 1，这表明当工资性收入、家庭经营纯收入和转移性收入分别增加 1 元时，农村居民生活消费支出分别会增加 0.536 元、0.425 元和 1.111 元，这里出现了一种与消费理论中的系数假设矛盾的现象，转移性收入的系数大于 1，这个可以从行为经济学得到一定的解释，一个简单的例子是你在路边捡到 1 元钱，你把这 1 元钱钱全部花掉甚至去买价值稍微大于 1 元的商品概率很大。
由于财产性收入系数不显着，所以考虑受约束回归，约束条件为 β3，利用 eviews 回归结果为：
C=789.905+0.628*Y1+0.461*Y2+1.576*Y4
估计结果显示，所有参数在 5% 置信水平下均通过假设检验，计算如下 F 统计量：
F=■～F[q，n-（k+q+1）]
F=2.858 采用怀特检验，记 e■■ 为普通最小二乘回归得到的残差平方项，将其与 Y1、Y2、Y4 及其平方项与交叉项作辅助回归，得怀特统计量 nR2=26.899，该值大于 5% 显置性水平下、自由度为 9 的 x2 分布的临界值 x20.05=16.919，因此拒绝同方差假设。 经试算发现，lne■■ 与 Y1、Y■■ 有显着的回归关系： lne■■=9.001+0.001*Y1-1.604e-07*Y1^2 （10.80）（2.245） （-2.396） 于是用 wi=exp（-0.5*（9.001+0.001*Y1-1.604e-07*Y1^2））作为适当的权，对原模型进行加权最小二乘回归得： C=927.166+0.580*Y1+0.446*Y2+1.019*Y3+1.1511*Y4 （3.131） （7.703） （4.622） （2.212） （4.308） R2=0.9905 D.W.=2.108 F=678.97 可以看出财产性收入的系数的 t 统计量值有很大的提高，在 5% 置信水平下，不能拒绝财产性收入对农村居民消费支出有显着性影响的假设。加权最小二乘回归估计结果显示，四种来源收入都对农村居民生活消费支出有显着影响，而且财产性收入和转移性收入的系数都略微大于 1，下面我们检验加权模型是否已经不存在异方差现象，记？棕 i 为权数，加权模型为： ？棕 C=？棕 β0+？棕 β1Y1+？棕 β2Y2+？棕 β3Y3+？棕 β4Y4+μ 该模型的普通最小二乘回归结果为： ？棕 C=927.166？棕 +0.580？棕*Y1+0.446？棕*Y2+1.019？棕*Y3+1.151？棕*Y4 该模型的残差估计平方项为 e■■，将其与？棕、？棕 Y1、？棕 Y2、？棕 Y3、？棕 Y4 及其平方项和交叉项做辅助回归，得： e■■=-44.9264*？棕 +3.372*？棕*Y1+2.0501*？棕*Y2-1.576*？棕*Y3+ 9.124*？棕*Y4-4.177e-05*？棕*Y1^2-0.0004*？棕*Y2^2-0.0088*？棕*Y3^2 -0.0069*？棕*Y4^2 R2=0.384 怀特统计量 nR2=31*0.384=11.904 （二）利用全国 1995 年至 2009 年时序数据分析各种来源收入对农村消费支出的影响 利用 eviews 进行普通最小二乘回归得： C=418.949+0.487*Y1+0.419*Y2+2.983*Y3+2.531*Y4 从检验结果得出，模型拟合优度较高，但是在 5% 置信水平下，四个解释变量均通不过系数显着性检验。这可能是模型中存在序列自相关性。同时原模型中的 R2 和 F 值都很大，而 t 检验值较小，说明各解释变量对 C 的联合线性作用显着，可能是各解释变量间存在多重共线性而使得他们对 C 的独立作用不能分辨。所以下面分别对自相关性和多重共线性进行检验并修正。 下面对模型的序列自相关性进行检验。 2.03=4-du 故不能由 D.W.值判断模型是否存在一阶序列自相关，下面采用图示法对模型的序列自相关性进行检验 由 et 与 et-2 的散点图可以看出，et、et-2 可能存在正自相关。 采用 LM 检验法，对如下模型进行辅助回归： et=β0+β1Yt1+β2Yt2+β3Yt3+β4Yt4+β5Yt-2+…+ρpet-p+εt 其中 et 为原最小二乘回归模型的残差、p 为自相关阶数，这里做辅助回归，p 从 1 阶、2 阶…逐次向高阶检验。最后得当 p=1、2、3、4 阶时均通不过检验，即模型不存序列自相关性。 对模型的多重共线性进行检验： 1.检验简单相关系数。Y1、Y2、Y3、Y4 的相关系数表如下： 由表中数据发现：Y1、Y2、Y3、Y4 相互之间都存在高度的相关性，原模型中必然存在多重共线性。 2.找出最简单的回归形式：分别作 C 与 Y1、Y2、Y3、Y4 间的回归： （1）C=687.450+1.521*Y1 （7.767）（19.063） R2=0.9655 D.W.=1.51 （2）C=-1090.255+1.931*Y2 （-5.800） （17.921） R2=0.9611 D.W.=1.92 （3）C=925.099+17.458*Y3 （9.591） （15.302） R2=0.9474 D.W.=1.85 （4）C=1056.281+7.916*Y4 （11.683） （15.097） R2=0.9460 D.W.=0.77 可见，工资性收入对农村居民生活消费支出的影响最大，因此可选（1）为初始回归模型。 3.逐步回归。第一步，在初始模型中引入 Y2，模型拟合优度有所提高，但是有系数未通过显着性检验，由 Y1、Y2 的相关系数知，Y2 应从模型中剔除。 第二步，在模型中引入 Y3，模型的拟合优度略有提高，但仍然有系数通不过显着性检验，所以 Y3 也应从原模型中剔除。 第三步，在模型中引入 Y4，模型的拟合优度得到提高，且各项系数均通过显着性检验，这里出现了与地区数据分析同样地情况，即转移性收入的系数大于 1。 综上分析，最终拟合结果如下： C=802.688+0.937Y1+3.221Y4 五、分析与建议 从地区数据和时序数据分析结果来看，农村居民生活消费支出受到收入的显着影响，从地区数据来看，当各种收入分别增加 1% 时，消费分别增加 0.58%、0.446%、1.019%、1.151%，其中财产性收入和转移性收入对消费性支出的刺激作用较大，所以我国可以考虑通过提高农村居民的财产性收入和转移性收入，有基础设施的配合，在短期内可以达到快速提高农村居民的生活消费支出。从时序数据看，最终回归模型中只引入了工资性收入和转移性收入，这可以看作从长期战略考虑，我国要提高农村居民消费支出，要提高农村居民的工资性收入和转移性收入，其中特别是转移性收入，其对消费支出的刺激作用比工资性收入更大，与地区数据分析一致，都大于 1。日本在 2008 年危机后的救市措施中，为了刺激消费，推出的以购物券等形式不设下限地向所有家庭发放 2 万亿日元的补贴金就是一个通过增加转移性收入短期刺激消费的例证。 参考文献 [1]徐会奇，李敬强.不同收入来源对农村居民消费的影响及对策[J].经济纵横，2009（3）：44. [2]侯立白，赵晓玲，李哲.基于行为经济学视角下不同收入来源的农村居民消费行为分析[J].2010（12）. 作者简介：叶祯（1987-），上海理工大学管理学院企业管理专业研究生；姚梦娜（1988-），上海理工大学管理学院企业管理专业研究生。 作者 叶祯 姚梦娜