中國居民消費函數的理論與驗證

導語：中國居民消費函數的理論與驗證一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

消費函數不論是在經濟學理論還是在經濟政策實踐中都具有重要意義。近20年來中外學者運用現代經濟學理論對中國消費函數進行了大量研究。概括起來講，這些研究可分為兩類：經驗歸納和理論演繹。大多數中國學者傾向于采用經驗歸納法，根據經驗試驗性地給出決定消費需求的有關變量，然后運用計量經濟學方法計算出消費函數的各解釋變量的系數，并對回歸結果進行統計檢驗，根據檢驗結果，增加一些變量或減去一些變量，直至得到令人滿意的結果為止。主要采用理論演繹法的學者則試圖從某種理論框架出發，并把中國的制度性特點考慮進去，從而推導出相應的結果，最后再對這些結果進行統計檢驗。采取演繹研究法的學者所依據的理論框架最多見的是西方經濟學中的生命周期與永久收入假說。

一、生命周期與永久收入假說和中國消費者的行為特征

生命周期理論與永久收入假說認為，盡管居民的收入水平具有較大的變動性（逐漸增加或經常波動），一個典型居民總是試圖使其整個一生的消費處于平穩狀態，因而，居民是根據他所預期的今后一生中的收入而不是根據他的現實收入來決定其消費需求的。雖然生命周期理論與永久收入假說不盡相同，但它們的基本思想是相同的。圖1給出了生命周期理論的基本思想（見下頁）。圖1表明，典型居民試圖在其整個一生中都使消費水平保持在常數C上。為達到這個目的，當他工作時，其收入Y中的一部分將用于儲蓄，直到資產達到最大值W[,max]。在時間R以后，居民退休因而不再得到工資收入。此后，居民開始花費儲蓄以保證消費水平仍在C的水平上。

附圖{圖}

圖1.生命周期理論（DornbuschandFischer,1993）

生命周期理論與永久收入假說在西方經濟中得到了較好的驗證。然而，在資本市場極其不完善、幾乎不存在消費信貸的中國經濟中，無論是生命周期理論還是永久收入假說都難以被應用于分析中國居民的消費行為。例如，按照生命周期與永久收入假說，消費者將盡量熨平一生中的消費波動，在收入低時負債，在收入高時儲蓄；在盛年時期儲蓄，在老年時期負儲蓄。然而，在中國，不論是收入較低的年輕人還是收入較高的年長者都具有較高的儲蓄傾向。對于中國居民消費行為的一系列特點，西方的傳統消費理論是無法解釋的，以這些理論為基礎對中國居民的消費需求進行預測也難以取得令人滿意的結果。因此，深入探討適合中國國情的消費理論，并在此基礎之上對中國居民消費需求的走勢進行預測，從而為政府制定政策提供正確依據，不僅具有重大理論意義，而且具有重大現實意義。

要建立一個符合中國國情的消費函數，就必須首先觀察中國居民消費行為的特點。中國居民消費行為的首要特點是，中國居民不是以一生為時間跨度（timehorizon）來尋求效用最大化，其消費支出安排具有顯著的階段性。他們的一生通?？煞譃閹讉€重要的階段，例如，一種較典型的劃分是：婚前、婚后、供養子女及退休等。中國消費者一般是集中力量實現當前階段效用的最大化，而較少考慮未來階段的消費和效用最大化。很難想象一個未婚的年輕人會想到其退休后的消費安排。這種“短視（myopia）”行為可歸因于這樣的一些因素：未來長期目標的不確定性；信息的缺乏；體制方面的制約因素，如沒有個人貸款市場和租借市場等等。

中國居民消費行為的另一個重要特點是，在其生命的不同階段中一般都存在一個特定的消費高峰，以及一個相應的儲蓄目標。由于沒有私人消費信貸市場，個人的消費支出幾乎完全要靠自己的收入來支付。這就決定了人們必須在每個階段都要為迎接相應的支出高峰而進行儲蓄，以便在未來的支出高峰時用。以一個剛剛參加工作的年輕人為例，為了在五年或十年后結婚，他必須現在就開始儲蓄，即使他的工資很低也必須這樣做，因為在五年或十年后當他需要一大筆錢時，是很難從別人那里借到的。因此，在制定今后的消費計劃時，他要根據現有信息對未來婚事所需資金作出估計，確定一個儲蓄目標。至于其婚后的可能的收入狀況，則不會對他制定儲蓄目標產生多大影響。儲蓄目標實現之日就是支出高峰到來之時。這一時刻一般發生在婚禮前后，儲蓄的使用通常是在很短時間內完成的。完婚之后，該青年便進入了一個新的消費階段，他又會根據具體情況形成新的儲蓄目標，如為子女未來的教育、購置耐用品等等而儲蓄。

根據以上分析，我們可給出一個簡化的典型中國居民的消費模式（見下頁圖2）：

附圖{圖}

圖2.中國居民的消費模式

在圖2中，為了簡單起見在收入中只考慮了居民的工資。這種簡化，對中國城鎮居民來講是合理的，因為工資是中國城鎮居民惟一長期穩定的收入來源（注：關于收入的有關問題我們將在下文進一步討論。）。在中國，工資收入的變動是由政府有關政策來規定的。而在這些政策規定中，工資收入與工齡有著很大的關系，而且是與其成正比的關系。因此，工資收入的最高點一般是在退休時達到，并將一直保持到死亡。從圖2可以看出，中國居民的消費模式同生命周期與永久收入假說所描述的模式是極為不同的，我們必須找到一種新的理論框架來分析中國居民消費行為，從而推導出符合中國國情的宏觀消費函數。

二、消費者選擇理論

以選擇理論為基礎的分析方法（TheChoice-TheoreticApproach）是研究消費者行為的一種重要方法。其基本理論架構是：在一定的預算約束條件下，作為消費者的典型居民將在消費和休閑（或閑暇）之間進行選擇以實現其終生效用的最大化。不論是在私有制還是公有制經濟中，這種行為模式似乎都是可以成立的。假設居民的即時效用函數u（t）可表示為：

u（t）＝u〔c（t），l（t）〕（1）

其中c（t）和l（t）分別為對應于時刻t的消費量和休閑時間。在給出效用函數之后，居民的最大化行為的數學表述是：在一定的預算約束條件下，通過在消費c（t）與休閑l（t）之間的選擇，以使自己在某一時段（0，n）上的效用u

u＝∫[n][,0]u（t）dt（t）（2）

達到最大（Barro和Grossman,1976）。

在離散時間模型里，一種普遍的做法是，假定一個典型居民是在當期開始時（atthebeginningofthecurrentperiod），以當前的有關價格、工資率和收入等信息以及對未來的相應變量的主觀點預期（pointexpectations）為基礎，來制定其未來余生（remainderofthelifetime）的消費計劃。一般的離散時間效用函數只考慮兩個時期：“現在”和“將來”。居民在此后的所有時期中的效用，往往用在“將來”這個時期結束時居民所擁有的貨幣余額來代表（NearyandStiglitz,1983;King,1985）。

在構造中國的消費需求模型時，我們也同樣假設典型居民的目標是使形如式（1）的效用函數達到最大化。為了簡化分析，我們假設適用于中國經濟的居民效用函數有如下具體形式：

u＝α[,1]logc[,1]＋β[,1]logl[,1]＋ψ（α[,2]logc[,2]＋β

[,2]logl[,2]（3）

其中u表示居民的效用，c表示對消費品的消費，1表示對休閑的消費，ψ≡1／（1＋δ）（其中的δ是時間偏好率（注：時間偏好率（therateoftimepreference）越大意味著居民對現在的效用越重視，而未來的效用對居民來說價值越少，因而未來效用在居民消費函數中的權數也就越小。未來效用折現因子ψ≡1／（1＋δ）的推導可參閱其他文獻和教科書。））是對數線性效用函數中的折現因子，其余的希臘字母均代表相應變量在總效用中的權數。下標1和2分別代表當前與未來兩個不同時期。

在式（3）中，我們已實際假定所給出的效用函數具有可分性（separable）和可加性（additive）。特別有必要說明的是，在式（3）中，時期2僅代表“最近的未來”，而并不代表從時期1結束后到居民生命結束時為止的整個時期。同時，與傳統多時期效用函數不同，我們也未加上一個代表居民在此后一生中的效用的貨幣余額變量。因而，在我們的模型中，居民的計劃時域（timehorizon）不是一生，而是“現在”、“未來”以及“未來”結束后的一個短暫的消費高峰期。我們假定在第2期（“未來”）結束之后居民有一個必須實現的儲蓄目標（注：正如我們在前面所指出的，未婚青年多年積攢的儲蓄將在其結婚前后的很短時間內用掉。因而，為了討論的方便，我們可把“未來”期的終點定義在支出高峰（即把儲蓄用掉）到來的那一時刻上。從對效用函數式（3）的界定可以看出，我們的消費函數不屬于生命周期模型而是一個多時期模型（multiperiodmodel）。），由于假設這個儲蓄目標對于典型居民來說是給定的，因而它并不進入效用函數而僅進入效用函數的預算約束條件。

對應于一個在給定企業工作的典型居民的兩期消費模型，居民的預算約束為

π[,1]

P[,1]c[,1]＋s[,1]＝w[,1]＋θ[,1]────＋（1＋i[,0]）s[,0]

n[,1]

π[,2]

P[,2]c[,2]＋s[*]＝w[,2]＋θ[,2]────＋（1＋i[,1]）s[,1]

n[,2]（4）

這里P為價格水平，w是居民的固定工資收入（這是由國家工資政策決定的），θ是利潤分成比例（企業留利中工人所占的份額）。π是企業留利，n是企業的雇員數，s[,0]和s[,1]分別表示儲蓄的初始值及第1期結束時的儲蓄余額，i[,0]及i[,1]分別表示對應于s[,0]和s[,1]的儲蓄存款利息率，s[*]是在第2期末要實現的儲蓄（余額）目標。

在式（4）中，所有帶下標2的變量都是在第1期開始時就已形成的預期（即“現在”已有的預期）。我們假定所有預期都是外生的。根據習慣做法，我們假定P[,1]與P[,2]對居民來說都是給定的。

剔除s[,1]，我們可以把式（4）中的兩個預算約束條件變為一個包含兩個時期的預算約束條件：

P[,2]c[,2]s[*]π[,1]

P[,1]c[,1]＋─────＋─────＝w[,1]＋θ[,1]───＋

1＋i[,1]1＋i[,1]n[,1]

π[,2]

θ[,2]─────────＋（1＋i[,0]）s[,0]（5）

（1＋i[,1]）n[,2]

盡管我們已給出的中國典型居民跨時期效用方程（intertemporalutilityfunction）與西方消費理論中的相應效用函數有所不同，但其大體思路還是一致的。我們的模型同傳統模型的最大不同還在于預算約束條件的不同。首先，我們在條件約束里包含了儲蓄目標。這個儲蓄目標是外生的并且在很大程度上取決于非宏觀經濟的經濟的與非經濟的因素（注：如社會福利制度改革、耐用商品的更新換代、時尚的變化等等都將會影響儲蓄目標的確定。但是在我們的模型中通貨膨脹預期不會影響儲蓄目標，因為我們假定，在時期1居民就已掌握了有關通貨膨脹的信息，因而在制定儲蓄目標時他們已把通貨膨脹因素考慮在內了。）。其次，在條件約束里，居民的工資也同樣是外生給定的。中國居民的收入主要由三部分組成：固定工資收入、獎金及存款的利息收入。比較而言，在市場經濟下的選擇理論模型中，雖然工資率是給定的，但是居民的工資收入卻是變量，其大小取決于在給定工資率下的勞動供給量。面對給定的工資率和價格水平，居民將通過某種方式安排他的對消費品和休閑的需求以使其終生效用達到最大化。由于勞動供給量（以人時單位計）等于時間資源減休閑時間，由于時間資源是給定的，休閑時間一旦確定，勞動的供給量也就確定。在中國，工資率不是通過市場的力量來決定的，因為在中國不存在完全競爭的勞動力市場，在“工資總量控制下”一個企業沒有權力改變這個由政府制定的總量，因此在一個給定勞動力數量的企業里，每個人的工資也就給定了?？傊?，在中國經濟中，只要居民在職，他們的工資就被外生地決定了，而與他的表現行為及其所在的企業的狀況沒有太大的關系。其結果是，在我們的模型中，工資率即休閑“價格”對休閑的需求和勞動量的供給是不起作用的。第三，在條件約束中包含利潤分成率也許是我們這個模型的最重要特點。這里的條件約束式（5）表明，給定利潤總量，θπ就是工人的獎金，（1－θ）π則是企業留利。我們假設企業留利將全部用于非消費的用途。θ的決定與企業的利潤最大化決策和發展戰略有關。為簡化分析，我們假定θ也是外生決定的，θπ在工人中按人頭分配。這也就是說，每個工人所分享利潤額均為θπ／n。

關于利潤分成制度是否會因“免費搭車（freerider）”現象而對提高勞動積極性不起作用的問題，由于篇幅所限本文將不做過多討論，我們僅想指出，通過加強管理，特別是加強層層監督機制，利潤分成制度是可以產生激勵作用的。中國的改革實踐已證明，利潤分成和其他一些固定工資之外的報酬對激勵工人努力工作起到了重要作用。拋開政治思想工作等因素不談，如果沒有利潤分成制度，作為一個追求效用最大化的工人的合理行為只能是在工作時間內最大限度地偷懶。

三、利潤函數與勞動力的有效供給

在效用函數（3）中，我們選擇的變量有c[,1]、c[,2]、l[,1]、l[,2]。而在約束條件（5）中卻并不含有l[,1]、l[,2]。因而，我們還不能解決效用最大化問題。為了把l[,i]引入約束條件（5），我們可以用l[,i]的表示式來消掉π[,i]。

為了簡化分析，我們定義利潤是產出與工資成本的差。為了用l[,i]的表示式來消掉π[,i]，我們選擇下述固定系數生產函數作為典型企業的生產函數：

N[,i]K[,i]

Y[,i]＝min（───，───）（i＝1，2）（6）

u[,i]v[,i]

根據傳統經濟理論，我們假設在短期內資本存量是給定的。因而在上式中N[,i]是惟一的變量。暫時不考慮“短邊約束”問題，式（6）可以改寫成：

N[,i]

Y[,i]＝────（i＝1，2）（7）

u[,i]

與傳統理論不同的是，我們并不簡單地把N[,i]定義為一定的人時數，而是將其定義為：

N[,i]＝（L[,0]－l[,i]）n[,i]（i＝1，2）（8）

其中L[,0]代表一個典型居民的工作時間，l[,i]為在i期的該居民在工作時間內的休閑時間（偷懶），n[,i]為在i期的企業居民數。

需要指出的是，在傳統的消費理論中，L[,0]代表居民每天的時間資源（timeendowment），即24小時減去必要的休息時間（DeatonandMuellbauer,1980）。在中國經濟中，居民的工作時間是按政府法定的時間來進行的，一般而言，居民不能隨意增加工作時間來增加他們的工資收入。在不考慮兼職的情況下，政府規定的工作時間就是居民能取得收入的最長工作時間。因此，這里我們把居民的給定的工作時間定義為時間資源L[,0]。與此同時，由于企業管理不嚴格，休閑可以分為在工作時間以外的休閑與在工作時間以內的休閑（注：在中國企業中，上班時間喝茶、看報、打撲克和出工不出力等等是普遍現象。）。在不考慮第二職業的情況下，下班以后的休閑時間的價格為零（freegoods），居民將充分享受全部休閑時間。在工作時間給定的情況下，居民下班后的休閑時間也是給定的，在我們的討論中可以不考慮這一部分給定的休閑時間。另一方面，盡管居民必須在企業中度過其全部工作時間，但是他們不必每時都在全力工作，如果沒有有效的激勵制度，居民會盡可能減少其實際的工作時間，換言之，居民將盡可能增加其在工作時間內的休閑時間。在存在獎金制度的情況下，在給定工作時間內，居民則必須在獎金與休閑之間作出選擇。在我們的模型中，l[,i]被定義為在給定的工作時間里居民偷懶（shirk）的時間，或勞動強度比在正常情況下低所折合的偷懶時間。因而，L[,0]－l[,i]所代表的是一個典型居民的有效勞動供給（以時間單位來衡量）。因為工資率一旦給定就不再會對居民是否會偷懶或偷懶程度發生影響，因而l[,i]的大小不受工資率高低的影響而只受利潤分成比率大小的影響（注：這僅是一種簡化的假設。根據有效工資理論，即便工資給定，對應于不同的工資率，工人的工作努力程度應該是有所不同的。）。式（8）暗含的一個假定是，如果所有的居民都按同等比率分享利潤，他們就將提供等量的有效勞動。在不存在免費搭車的情況，這種假設是可以成立的。其結果是，企業的利潤函數可以表示為：

L[,0]－l[,i]

π[,i]＝p[,i]（──────n[,i]）－w[,i]n[,i]（I＝1，2）

u[,i]（9）

把式（9）代入預算約束條件式（5），我們即可得到一個新的兩期預算約束條件：

P[,2]c[,2]θ[,1]p[,1]l[,1]θ[,2]p[,2]l[,2]

P[,1]c[,1]＋─────＋────────＋────────

1＋i[,1]u[,1]u[,2]（1＋i[,2]）

（1－θ[,2]）w[,2]θ[,1]p[,1]L[,0]

＝（1－θ[,1]）w[,1]＋─────────＋─────────＋

1＋i[,1]u[,1]

θ[,2]p[,2]l[,2]s[*]

────────＋（1＋i[,0]）s[,0]－─────（10）

u[,2]（1＋i[,2]）1＋i[,1]

在新的預算約束條件式（10）中，只有兩組四個變量c[,1]、c[,2]、l[,1]、l[,2]，其他都是給定參數。利用這個新的預算約束條件，我們就可以開始著手解前述兩期效用函數即式（3）的最大化問題了：

maxu＝α[,1]logc[,1]＋β[,1]logl[,1]＋ψ（α[,2]logc[,2]＋

β[,2]logl[,2]）

subjectto式（10）

利用拉格朗日定理并通過驗證（參見附1），我們可以得出如下消費函數的一般形式：

w[,1]S[,0]

c[,1]＝c[,1]（───，───，p[e],i[,1];s[*],θ[,1]）（11）

p[,1]p[,1]

上述典型居民的消費函數中，影響消費需求的自變量分別為：當期實際工資、當期實際財富（儲蓄存款）、預期通貨膨脹率、當期存款利息率；對消費需求也會產生影響的參變量為儲蓄目標和利潤分系數。

四、中國宏觀消費函數的估算及檢驗

到目前為止我們所進行的分析還只是以個人行為為基礎的微觀消費分析，典型居民的消費需求函數是微觀需求函數。如果假設所有居民的效用函數和所面對的約束條件都相同（這實際上也假設了居民所就職的所有的企業生產函數和利潤分成制度也完全相同）；或者，盡管所有居民的效用函數和所面對的約束條件并不相同，但卻遵循某種可以相互抵消的分布，那么，宏觀消費函數就只是微觀個體消費函數的放大而不會與微觀消費函數有任何實質性不同。但是，如果假定每個人的消費階段與支出的峰點都不一樣，那么，宏觀消費函數就有可能變得與微觀消費函數不同。由于篇幅所限，我們不能詳細討論以上問題。在本節我們僅想指出，如果我們把各企業的生產效率不同這一事實作為一個因素加以考慮所得到的宏觀消費函數，與把典型居民的微觀消費函數簡單放大而得到的宏觀消費函數將有重大不同。一種直觀的解釋是，對應于較高的物價水平，較多的企業將處于贏利狀態。由于相應的利潤分紅增加（或固定工資之外的額外收入較多）（注：這種情況是無法從單獨的典型居民消費函數即式（11）看出的。），通過收入效應，社會的總體消費水平將會提高。當然，隨著物價水平提高，實際工資和實際財富將會減少，從而對社會消費需求產生抑制作用。因之，物價水平的變化對社會消費需求的總影響是有待實證研究解決的問題。但是，如果我們假設名義工資是隨物價水平的變動而變動的，那么物價水平越高，社會消費需求就越大。作為經濟活動水平高低的一個標志，物價水平變量應該被包含進中國宏觀消費函數。（注：詳細分析見YuYongding,MacroeconomicAnalysisandtheDesignofStabilizationPolicyinChina,OxfordD.PhilThesis,1994，牛津大學伯德林圖書館；余永定：《打破通貨收縮的惡性循環》，《經濟研究》1999年第7期。）

基于這種考慮，我們根據選擇理論和中國的特殊國情所推導出的中國宏觀居民消費函數可表示為：

WS[,0]

C＝C（─，──，P，P[e]，i；S[*]，θ）（12）

PP

其中W是居民的名義工資收入總額，P為價格，S[,0]為初始期的儲蓄總額，P[e]為價格的預期，i為利息率，S[*]為儲蓄總額目標，θ為利潤中分配給居民的比率。根據我們的理論分析，在式（12）中，下列關系應當成立：消費需求C與實際收入W／P、實際儲蓄S[,0]／P、價格P及價格變動預期P[e]成正向關系，而與利率i成反向的關系。這里S[*]和θ為參變量。

應該指出，上述宏觀消費模型的推導忽略了兩個重要事實。首先，農村居民的消費行為與城鎮居民的消費行為不同；其次，目前中國普遍存在第二職業的現象。如果將上述兩個因素都考慮進去，我們的消費函數是否會有重要不同呢？答案是：我們所推導出的中國宏觀消費函數的一般形式將不會發生變化。（注：參見王智勇《中國的宏觀消費函數》，中國社會科學院研究生院碩士論文，1999。）

利用有關統計資料的數據，可以對上述形式的消費函數進行估計。本文消費C的數據來自于支出法國內生產總值口徑下的消費部分，取其中的城鎮居民消費這一部分。收入真實數據的獲得難度較大，單純的工資性收入已越來越不能真實反映居民的收入水平，因此這里W采用的是城鎮居民可支配收入。具體做法是，從統計資料中得到家計調查的城鎮居民家庭人均可支配收入的數據，然后乘以城鎮居民人口數得到城鎮居民可支配收入總額。盡管這樣的做法不是嚴格準確的，但數據變化的趨勢仍具較高的參考價值。儲蓄S[,0]采用的是城鎮居民儲蓄存款的數據。價格P采用的是城鎮居民消費價格指數。W／P和S[,0]／P分別是將名義收入和名義存款分別換算為實際收入和實際儲蓄。利率i取自一年期的儲蓄存款的平均利息率。以上數據均可通過歷年的《中國統計年鑒》以及《1999中國統計摘要》中得到。整個數據的樣本期為1978—1998年。

找到恰當的體現通貨膨脹預期的數據是很困難的事。對此我們的嘗試是，首先假定存在居民的預期，并且是理性的預期；其次，假定居民對通貨膨脹的預期與貨幣規模總量的變動有關，具體定義詳見下文對變量expect的定義。

函數形式取為對數線性。如前文所述，在設定這個消費函數時，該函數所隱含著居民的儲蓄目標及利潤分成的比例等既定的微觀機制，具體說就是隱含在對數線性方程中的常數項里。應用以上所述的數據，并利用最小二乘法得到如下估計方程：

LOG（consume）＝2.95＋0.316LOG（income）＋0.165LOG〔save（

（3.00）（3.19）（3.43）

－1）〕＋0.333LOG（price）－0.096LOG（interest）＋0.479LOG（ex

（7.96）（－2.95）（3.36）

pect）

其中R[2]（調整）＝0.998，DW＝1.86，樣本期為1978—1998年，小括號中的數為T檢驗值；consume表示城鎮居民實際消費，income表示實際收入，save（－1）表示上期的實際儲蓄存款，上期已實現的儲蓄為本期的初始儲蓄，price表示價格，interest表示利息率，expect表示通貨膨脹預期，其中expect＝〔M2／M2（－1）＋M2（－1）／M2（－2）〕／2，即用當年與上年M2變化的平均情況體現通貨膨脹預期。

從估計方程的檢驗指標來看，估算結果是相當理想的。首先，各變量系數的符號方向與前述理論所推演的結果都相符；其次，方程擬合程度非常好，相關系數（調整）達到0.998，各T檢驗值都是顯著的，DW值為1.85也是比較理想的。在沒加任何虛擬變量的情況下得到這樣的結果，說明方程的設定（specification）是成功的。換言之，本文所述的消費函數理論及其函數形式與統計數據所反映的中國的經驗是一致的。

改變數據的樣本期，方程具有較好的穩定性。如果1978年為樣本初始點不變，而改變樣本的截止期分別為1995—1998的各年份來估計方程，方程的各系數和各檢驗指標都基本保持了較好的穩定性。以樣本期1978—1995年為例，方程估計結果如下：

LOG（consume）＝2.93＋0.315LOG（income）＋0.163LOG〔save（

（2.07）（2.16）（2.59）

－1）〕＋0.329LOG（price）－0.081LOG（interest）＋0.515LOG（ex

（5.75）（－1.24）（2.16）

pect）

其中R[2]（調整）＝0.997，DW＝1.85；估計方程給出的是根據1978—1995年的樣本得出的估計結果，同前一個估計方程比較，收入項income系數的相對變化率為－0.3％、儲蓄項save系數的相對變化率為－0.1％、價格項price系數的相對變化率為1.2％、利率項interest系數的相對變化率為－18.5％、通貨膨脹預期項expect系數的相對變化率為7％。這個結果說明，在1995—1998年期間，中國城鎮居民的消費行為保持了相對穩定。

從以上估算結果可以得出以下結論：

——實際消費與實際收入（注：如果統計資料允許，我們更希望估算實際工資對實際消費的影響。如果事實上我們所選取的變量是實際工資，則可以推斷，實際工資變動對實際消費的影響會小一些，而物價水平等項對實際消費的影響會大一些。）呈正向關系變動。實際收入項的系數為0.316，表明中國城鎮居民的實際消費對實際收入的彈性系數平均為0.316，即在其他變量不變條件下，實際收入變動1％可引起實際消費變動0.316％。（注：由于估計方程是對數線性方程，因此各變量系數的含義分別就是實際消費對各變量的彈性系數，該彈性系數可以反映各解釋變量對實際消費的影響程度。）這一結果顯示，同西方國家相比，中國實際收入對實際消費的影響是相當小的。造成這一結果的重要原因是中國居民有較高的儲蓄目標，不管收入水平如何變化，儲蓄目標是一定要實現的。隨著改革的不斷深入，人們對住房、教育以及醫療等改革風險的防范預期加強，儲蓄目標會不斷提高，實際消費對實際收入的彈性可能會進一步下降。

——實際消費與實際初始儲蓄呈正向關系變動，表明在中國同樣存在財富效應。但估算方程中初始儲蓄項的系數僅為0.165，表明在中國財富效應目前還不太重要。

——實際消費與價格水平成正向關系變動。在傳統消費需求函數中根本不包含價格水平這一解釋變量。在我們的中國消費函數中，不但包含了價格變量，而且其對實際消費的作用還相當顯著。價格項的系數為0.333，數值大小在各系數中位居第二，大于實際收入對實際消費的影響。正如我們在前面已討論過的，物價水平反映了經濟活動水平的高低。較高的物價水平意味著企業的贏利狀況較好，企業職工的各種福利和額外收入較多，而這部分收入具有臨時性，故而居民容易因此而增加消費支出（注：由于統計資料的限制，難于把居民的實際工資收入與其他收入（獎金等）分開，這很可能會造成估算上的偏誤。今后我們還會對此估算作進一步改善。）。需要注意的是，價格對消費的最終作用結果是復雜的，價格還可以通過其他環節對消費產生負向作用。比如價格上漲導致實際收入和實際儲蓄的下降，進而導致消費的下降；反之，價格下降將導致實際收入和實際儲蓄的上升，從而刺激消費的增加。但在這里，我們已剔除價格通過其他渠道對實際消費的影響，而僅僅確定價格作為（與經濟活動水平相關，從而影響居民固定工資收入之外的其他收入的）一個單獨變量對實際消費的影響。應該指出，在前面的理論模型中，我們的第一個解釋變量是實際工資，但在實際估算中，由于缺乏相應統計資料，我們使用了實際收入的概念。不難想象，由于種種原因，實際收入統計很可能會遺漏相當一部分獎金和其他與經濟活動水平有關的收入（如“灰色”收入）。因而，物價變量的變動也在一定程度上代表了這部分收入的變動。此外，有一部分居民的預期方式將是簡單預期（naiveexpectations），因之，價格變量的變動也會反應一部分預期的變化。所有這些因素都增加了回歸方程中物價水平對實際消費需求的影響。

比較其他各項的系數，似乎可以說，價格水平綜合來看對實際消費的凈影響很可能是正向的。在實行工資指數化和保值儲蓄的情況下，價格水平對實際消費的影響則肯定是正向的。

——實際消費與通貨膨脹預期成正向變化。估計結果表明，本文所采用的通貨膨脹預期在所有變量中對實際消費的影響最大，系數為0.479。雖然本文所采用的代表通貨膨脹預期的數據是否妥當還需作進一步推敲（注：因為我們使用的數據意味著采用了合理預期假設和其他一些可以進一步討論的假設。），但這個結果與當前普遍存在的“買漲不買落”的消費心理是一致的，當前中國出現的通貨緊縮現象，恰好同居民對物價將繼續下降的預期相一致。

——實際消費與利息率成反方向變化。利息率項的系數為－0.096，其變動方向與前述理論推導相一致，但從數值上看利息率變動對實際消費的影響是很小的。

綜上所述，本文所討論的消費函數能夠通過實際統計數據的檢驗，并且可以較好解釋目前中國經濟中的有關現象。從本文分析的結果可以看出，在當前條件下，采用降息等辦法來刺激消費需求恐怕是不會有什么作用的。提高工資的辦法也作用有限。從我們的消費函數中可以看出，要刺激消費最重要的措施應是使居民產生通貨膨脹預期，其次是使物價水平上升（注：需注意，產生通貨膨脹預期同提高物價水平是兩個完全不同的經濟學概念。當然物價水平的上升可以影響通貨膨脹預期，但在我們的模型中，通貨膨脹預期與物價水平上升沒有關系。）。而這兩者在現實中又是相輔相成的。

最后，需要聲明的是，盡管我們的消費函數支持了國內外那種認為只有使物價水平上升、使消費者形成通貨膨脹預期才能使居民增加消費需求的觀點，但是，我們反對采用這種方法去人為地刺激消費需求。關于這個問題我們將在適當的時候另做討論。

附1：

利用拉格朗日定理，我們不難得到下述結果：

附圖{圖}

其中Ω＝α[,1]＋β[,1]＋ψ（α[,2]＋β[,2]）。

這樣，我們便同時解出了典型居民對當期和未來的消費和休閑（因而有效勞動供給）以及當期結束時的儲蓄余額的需求。由于我們所關心的是當期的消費需求，所以關注的重點是上述第一個方程式，通過對該式的分析不難看出典型居民的消費需求是受哪些變量和參數的影響的。我們假設當θ[,1]＝0，有效勞動供給不為零而為某個最小值（理由是，不管積極性如何低，在一定崗位上，總還是要干點工作的）。從第一個方程式可以看出，當期消費函數中的所有變量對物價水平來說都是零次齊次的（homogeneousofdegreezero）。我們還可以假設對所有未來變量的預期都是外生給定的且θ[,2]＝1。不難驗證，第一個方程式可以改寫為如正文式（11）的一般形式。