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西方消費(fèi)理論在中國的實證分析
西方消費(fèi)理論在中國的實證分析
前言
西方的消費(fèi)函數(shù)首先是由凱恩斯提出的“絕對收入”假說，由于他針對的是消費(fèi)的短期現(xiàn)象，只能解釋短期數(shù)據(jù)，而長期數(shù)據(jù)擬合度比較差缺乏解釋力，產(chǎn)生了“消費(fèi)函數(shù)之謎”，從而后來又相繼出現(xiàn)了杜森貝利的“相對收入假說”、弗里德曼的“持久收入假說” 、莫迪利安尼的“生命周期假說”和霍爾的“隨即游走假說”以及在批判霍爾的基礎(chǔ)上提出的各種假說，例如流動性收入假說、預(yù)防性儲蓄假說等等，從而西方的消費(fèi)函數(shù)理論不斷發(fā)展和完善。在這里我們只針對前面的四個理論對中國的消費(fèi)水平進(jìn)行實證分析。
一、建立西方消費(fèi)理論的簡化數(shù)學(xué)模型
1、凱恩斯的“絕對收入假說”
凱恩斯在不存在流動性約束和不確定性，消費(fèi)者只追求一種預(yù)算約束下的效用最大化的假定基礎(chǔ)上提出了絕對收入假說。認(rèn)為，消費(fèi)支出的大小與當(dāng)期收入水平的高低相聯(lián)系，收入的絕對水平?jīng)Q定了消費(fèi)。消費(fèi)函數(shù)線性形式：
Ct=c+βYt+εt
(0<β=dC/dY<1)
Ct是單個個人的t期消費(fèi)量, β是當(dāng)期收入的邊際消費(fèi)傾向，Yt是當(dāng)期收入，εt是個隨即擾動項，c是個人最低消費(fèi)（吃飯穿衣的基本消費(fèi)）
邊際消費(fèi)傾向MPC是Yt的遞減函數(shù)，即：dMPC/dy=d2C/dY2<0
而平均消費(fèi)傾向應(yīng)大于邊際消費(fèi)傾向，隨著可支配收入的增加，平均消費(fèi)傾向應(yīng)是遞減的，這與庫茲涅茨實證研究的美國長期邊際消費(fèi)傾向穩(wěn)定在0.87不符合。
2、杜森貝利的“相對收入假說”
杜森貝利針對凱恩斯消費(fèi)只與當(dāng)期收入相關(guān)和個人彼此獨(dú)立消費(fèi)的說法提出了“相對收入假說”，建立了消費(fèi)的“示范性”和“不可逆性”。示范性是消費(fèi)者受周圍人消費(fèi)行為的影響，如果周圍人的消費(fèi)水平較高，某人的收入水平較低，也企圖接近周圍人的消費(fèi)水平。于是低收入者的邊際消費(fèi)傾向很大，其數(shù)學(xué)模型為：Ct=c+α0Yt+α1 Y0+εt
Y0 為周圍人群或團(tuán)體的平均收入
所謂消費(fèi)的“不可逆性”是指個人的消費(fèi)不僅受當(dāng)前收入的影響，而且還受過去收入和消費(fèi)水平的影響，如果某人在過去的高收入下形成了某種消費(fèi)水平，雖然現(xiàn)在收入減少了，但是還想維持這種消費(fèi)水平不讓他下降，其不可逆模型為：
Ct=c+α0Yt+α1Y2+εt
Y2為過去的最高收入
3、弗里德曼的“持久收入假說”
弗里德曼認(rèn)為人們的收入分為兩部分：一部分是暫時收入，一部分是持久收入。人們在計劃自己的消費(fèi)水平是，不是根據(jù)短期實際收入而是把消費(fèi)與持久的長期的收入聯(lián)系在一起。短期的可支配收入由于受許多偶然因素的影響，是一個經(jīng)常變動的量，人們的消費(fèi)不會隨它的波動而經(jīng)常變動。消費(fèi)者為了實現(xiàn)效用最大化，實際上是根據(jù)他們在長期中能保持的收入水平來進(jìn)行調(diào)整的，一時性的短期收入的變動只有在能夠影響持久收入水平預(yù)期時才會影響消費(fèi)水平。消費(fèi)是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)，這便是持久收入假說的基本思想。持久收入Ypt可表示成可觀測量Yt的函數(shù)
Y*t=Y*t-1+γ(Yt – Y*t-1)(0 <γ<1) θ是加權(quán)數(shù)，是對過去的經(jīng)驗所作的預(yù)期
可以改寫成：Y*t=γYt +（1-γ）Y*t-1
當(dāng)γ=1時，現(xiàn)期的預(yù)期收入就等于現(xiàn)期收入，當(dāng)γ=0時，現(xiàn)期的預(yù)期收入中本期實際值被忽略。
Ct=c+αY*t=c+α[γYt +（1-γ）Y*t-1]= c+αγYt +α(1-γ)Y*t-1……………….{1}
然后將Ct=c+αY*t滯后一期并乘以1-γ：(1-γ)Ct-1=(1-γ)c+α(1-γ)Y*t-1 ………{2}
1式減去2式，整理得：Ct=c(1-γ)+αγYt+(1-γ)Ct-1
令：α*=αγ γ*=(1-γ) c*= c(1-γ)
所以其消費(fèi)數(shù)學(xué)模型為：
Ct=c+αY*t+εt=c+α*Yt+γ* Ct-1+εt
4、莫迪利安尼的“生命周期假說”
此理論的中心論點(diǎn)是：每個人都根據(jù)他自己一生的全部預(yù)期收入來安排他的消費(fèi)支出，即是說，每個家庭在每個時點(diǎn)上的消費(fèi)與儲蓄決策都反映了該家庭謀求在其生命周期內(nèi)達(dá)到消費(fèi)的理想分布的企圖，而每個家庭的消費(fèi)要受制于該家庭在其整個生命期間內(nèi)所獲得的總收入，所以在此我們要考慮財產(chǎn)（儲蓄）和收入兩個因素，這里我們不考慮利率的影響。其t期消費(fèi)的數(shù)學(xué)模型為：
Ct=c+α×Wt+β×Yt+εt
Wt是t期財產(chǎn),這里我們用儲蓄近似替代，Yt 是t期收入。
二、數(shù)據(jù)的說明和處理
由于考慮到數(shù)據(jù)的權(quán)威性，我們對原始數(shù)據(jù)通過兩個渠道收集：一是學(xué)校圖書館的統(tǒng)計年鑒，二是中國國家統(tǒng)計局的網(wǎng)站。出于數(shù)據(jù)及時性和樣本自由度的考慮，我們最終選取了中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上的數(shù)據(jù)作為我們的樣本數(shù)據(jù)。當(dāng)時，網(wǎng)站上數(shù)據(jù)沒有我們所要求的那樣進(jìn)行系統(tǒng)整理過，這又加強(qiáng)了收集工作的難度，只能一年一年的下載然后整合在一起。
下面我們對數(shù)據(jù)的處理簡要說明一下：
由于我們要做的是西方消費(fèi)模型對中國的實證分析，因此需要的數(shù)據(jù)大致有以下幾種：歷年消費(fèi)消費(fèi)量Ct,人均財產(chǎn)Wt,人均收入水平Y(jié)t,又考慮到城鄉(xiāng)消費(fèi)層次的不同，我們繼而進(jìn)一步劃分為：農(nóng)村人均消費(fèi)、人均財產(chǎn)、人均收入水平和城鎮(zhèn)人均消費(fèi)、人均財產(chǎn)、人均收入水平。但是真正符合要求的上述數(shù)據(jù)基本上沒有，于是我們作如下處理：
由于財產(chǎn)很難統(tǒng)計，而在中國又比較特別，即儲蓄占了中國人均財產(chǎn)中相當(dāng)大的比例，于是在此我們用人均儲蓄來代替中國人均財產(chǎn)。為了能進(jìn)一步說明人均財產(chǎn)的性質(zhì)，即流動性。我們用人均定期儲蓄和活期儲蓄來說明人均財產(chǎn)中流動性好和差的兩種類別，進(jìn)而來研究對中國消費(fèi)的相關(guān)影響。但是人均儲蓄這一數(shù)據(jù)我們沒有收集到，于是通過歷年年底中國儲蓄總額和人口數(shù)來求得。而中國農(nóng)村和城鎮(zhèn)儲蓄數(shù)據(jù)也沒有，在這里我們大膽的用中國人均儲蓄來代替農(nóng)村和城鎮(zhèn)的人均儲蓄，這必然會產(chǎn)生一定潛在誤差，在隨后的回歸中我們會再加以考慮。
通貨膨脹的剔除，按可比價格計算。 我們認(rèn)為在后面的消費(fèi)模型中應(yīng)用可比價格來重新處理數(shù)據(jù)，，理由如下：(1) 在杜森貝利的相對收入假說中，有歷史最高收入這一項，如果不剔除通脹，歷年人均收入很自然的年年攀高，如果一旦排除通脹因素，我們會發(fā)現(xiàn)在通脹厲害的階段，居民的人均收入反而減少（2）考慮到儲蓄因素，它是逐年累加起來的，每年增加的儲蓄在各年的購買力是不一樣的，不排除通脹，無法體現(xiàn)居民實際的購買力。
對通脹的核算是如下進(jìn)行的：
a、用全國居民的消費(fèi)價格環(huán)比指數(shù)（1985-2002）來分別求得基于1984年的全國消費(fèi)價格的上漲率（全國消費(fèi)品通脹率）
b、用城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)價格環(huán)比指數(shù)（1985-2002）來求基于1984年的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格的上漲率（城市居民消費(fèi)品通脹率）
c、用農(nóng)村居民的消費(fèi)價格環(huán)比指數(shù)（1985-2002）來求基于1984年的農(nóng)村居民消費(fèi)價格的上漲率（農(nóng)村居民消費(fèi)品通脹率）
d、其中全國儲蓄、人均消費(fèi)和人均收入用全國消費(fèi)品價格上漲率來排除通脹；城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)都用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)品價格上漲率排除通脹，農(nóng)村就用農(nóng)村居民消費(fèi)品的上漲率排除通脹。
三、模型的參數(shù)估計及影響作用分析
首先對凱恩斯收入假說在中國實證分析
對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)
Ct=26.22452+1.109043 Yt （1）
（0.470744） （23.45593）
R2=0.97174 , R2=0.969974,F=550.1807
括號中為相應(yīng)參數(shù)的t檢驗值。系統(tǒng)性檢驗：回歸方程式（1）中，對于參數(shù)β在自由度為ｎ－2=16的情況下通過顯著性水平為0.05的t檢驗，所以拒絕H0：β=0，表明城鎮(zhèn)居民年人均收入年人均消費(fèi)支出有顯著性影響。但是從經(jīng)濟(jì)意義上講, β=1.109043,不符合凱恩斯絕對收入假說理論中邊際消費(fèi)傾向在 ０與１之間。因此對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)通過回歸，發(fā)現(xiàn)凱恩斯的絕對收入假說不能合理解釋中國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)習(xí)慣。
對農(nóng)村居民消費(fèi)
Ct=1.015476+0.905399 Yt (2)
(10.279706) (44.05461)
R2=0.991823 , R2=0.991312,F=1940.808
括號中為相應(yīng)參數(shù)的t檢驗值，系統(tǒng)性檢驗：在回歸方程式（2）中，對參數(shù)β在自由度為ｎ－2=16的情況下通過顯著性水平為0.05的t檢驗，所以拒絕H0：β=0，表明農(nóng)村居民年人均收入對年人均消費(fèi)支出有顯著性影響。從經(jīng)濟(jì)意義上講，β＝0.905399，符合凱恩斯的絕對收入假說中邊際消費(fèi)傾向在0與1之間，而且截距項c為1.015476也符合普遍的經(jīng)濟(jì)意義，我們認(rèn)為凱恩撕的消費(fèi)理論對中國農(nóng)村消費(fèi)現(xiàn)象有比較大的解釋力。同城鎮(zhèn)居民消費(fèi)現(xiàn)象相比我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響明顯要高于城鎮(zhèn)居民當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響，我們認(rèn)為很大的因素是農(nóng)民收入比城鎮(zhèn)居民收入要低得多，當(dāng)期收入中的很大部分用于當(dāng)期消費(fèi)。
對全國居民人均消費(fèi)
Ct=1+1.16Yt (3)
(3.14) (3.998590)
R2= １，R2=１，F(xiàn)=5.82
系統(tǒng)性檢驗：回歸方程式（3）中，對于參數(shù)β在自由度為ｎ－2=16的情況下通過顯著性水平為0.05的t檢驗，所以拒絕H0：β=0，表明全國居民年人均收入對年人均消費(fèi)支出有顯著性影響。但是從經(jīng)濟(jì)意義上講，β＝1.16明顯不符合絕對收入假說中對于邊際消費(fèi)傾向在0到1之間的假定。因此對于中國居民年人均消費(fèi)也不適合凱恩斯的消費(fèi)模型。
杜森貝利相對收入假說在中國的實證分析
對城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)
（1）“示范性”檢驗
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 63.35786 58.16463 1.089285 0.2932
Yt 0.612394 0.316390 1.935568 0.0720
Y0 0.734217 0.462936 1.586000 0.1336
R-squared 0.975799 Mean dependent var 1270.500
Adjusted R-squared 0.972572 S.D. dependent var 416.5416
Ct=63.35786+0.612394 Yt+0.734217 Y0
089285) ( 1.935568) ( 1.586000)
R2=0.975799, R2=0.972572, F=302.4025
1 0.989747
0.989747 1
從估計的結(jié)果看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R2=0.975799，F(xiàn)檢驗顯著性明顯，表明模型在整體上擬合不錯。系數(shù)檢驗：對于參數(shù)α0 ，α1在自由度為n-2=16的情況下都沒有通過顯著性水平為0.05的t檢驗。故接受原假設(shè)H0:α0=0 α1=0。用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法發(fā)現(xiàn)：
Yt與Y0的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.989,存在嚴(yán)重的共線性。
因此我們認(rèn)為中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)幾乎不存在杜森貝利相對收入假說中消費(fèi)的“示范性”。
（2）“不可逆性”檢驗
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -31.01542 59.52349 -0.521062 0.6099
Yt 0.538415 0.300089 1.794186 0.0930
Y2 0.662940 0.344911 1.922059 0.0738
R-squared 0.977325 Mean dependent var 1270.500
Adjusted R-squared 0.974302 S.D. dependent var 416.5416
Ct= -31.01542+0.538415 Yt+0.662940 Y2
（-0.521062）（1.794186）（1.922059）
R2=0.977325，R2=0.974302，F(xiàn)=323.2612
根據(jù)估計結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)模型擬合較好，可決系數(shù)和調(diào)整可決系數(shù)分別達(dá)到0.977325和0.974302，F(xiàn)檢驗顯著，表明模型整體上擬合較好。然而進(jìn)行系數(shù)性檢驗時發(fā)現(xiàn)：對于參數(shù)α0 ，α1在自由度為n-2=16的情況下都沒有通過顯著性水平為0.05的t檢驗，故接受原假設(shè)H0:α0=0 α1=0。用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法：
1 0.989319346
0.989319346 1
同樣可以看到，Yt和Y2的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了：0.989 ,也存在著明顯的共線性。因此中國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)不存在著消費(fèi)的“不可逆性”。結(jié)合上述我們認(rèn)為杜森貝利的相對收入假說在中國還不存在。
對農(nóng)村居民年人均消費(fèi)
（1）“示范性”檢驗
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 15.33723 16.63285 0.922105 0.3711
Yt 0.743435 0.115889 6.415063 0.0000
Y0 0.090018 0.063450 1.418717 0.1764
R-squared 0.992791 Mean dependent var 456.0217
Adjusted R-squared 0.991830 S.D. dependent var 125.9500
Ct=15.33723+0.743435 Yt+0.090018 Y0
（0.922105）（6.415063）（0.063450）
R2=0.992791，R2=0.991830，F(xiàn)=1032.835
從估計結(jié)果來看，模型擬合得比較好，可決系數(shù)和調(diào)整可決系數(shù)分別達(dá)到了0.992791和0.991830，而且F檢驗也很顯著，表明模型在整體上是很令人滿意的，但是進(jìn)行系數(shù)顯著性檢驗可以看到：對于參數(shù)α0在自由度為n-2=16的情況下通過了顯著性水平為0.05的t檢驗而對于參數(shù)α1則沒有通過t的顯著性檢驗，故接受原假設(shè)H0: α1=0。在用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法：
與上面遇到的情況一樣，Yt和Y0存在著共線性問題，說明在中國農(nóng)村還沒出現(xiàn)“示范性”消費(fèi)。
（2）“不可逆性”檢驗
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.070848 11.71308 0.091423 0.9284
Yt 1.043090 0.151409 6.889224 0.0000
Y2 -0.151616 0.165162 -0.917983 0.3732
R-squared 0.992258 Mean dependent var 456.0217
Adjusted R-squared 0.991226 S.D. dependent var 125.9500
Ct=1.070848+1.043090 Yt-0.151616 Y2
（0.091423）（6.889224）（-0.917983）
R2= 0.992258， R2=0.991226，F(xiàn)=961.2849
從估計結(jié)果看，和上面基本上差不多，整體性擬合很好，但是對于解釋變量卻存在著共線性問題，由此我們推斷杜森貝利的相對收入假說也不適合中國農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣。
對全國居民年人均消費(fèi)
因為我們在取平均收入的時候用的是全國人均收入水平，所以我們在這里就無法對全國居民人均消費(fèi)的“示范性”進(jìn)行檢驗，只能對全國居民人均消費(fèi)的“不可逆性”進(jìn)行檢驗。
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 30.38447 23.47577 1.294291 0.2151
Yt 0.474652 0.319411 1.486022 0.1580
Y2 0.424186 0.365514 1.160518 0.2640
R-squared 0.990142 Mean dependent var 648.1407
Adjusted R-squared 0.988827 S.D. dependent var 214.8409
Ct=30.38447+0.474652 Yt+0.424186 Y2
（1.294291）（1.486022）（1.160518）
R2=0.990142， R2=0.988827，F(xiàn)=753.2744
1 0.997675
0.997675 1
我們發(fā)現(xiàn)對全國人均消費(fèi)的“不可逆性”檢驗結(jié)果，和上面幾個差不多，整體上擬合得比較好，可決系數(shù)和調(diào)整可決系數(shù)都分別達(dá)到了0.990142和0.988827，F(xiàn)檢驗也很顯著，但就是面臨解釋變量的共線性問題：相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.997675。因此，消費(fèi)的“不可逆性”
對中國人均消費(fèi)的解釋也告失效。
莫迪利安尼的生命周期假說在中國的實證分析
對城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)
S=人均總儲蓄；S1=人均定期儲蓄；S2=人均活期儲蓄
Ct=298.7277+0.642073 Yt+0.327384 S ； Ct= -14.21381+1.170012 Yt-0.137745S2
（1.803554）（0.0327）（0.1033） （-0.161910）（10.46447）（-0.604486）
R2=0.976462, R2=0.973324,F=311.1394； R2=0.972413；R2=0.968734,F=264.3623
Sample: 1985 2002
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 362.3802 109.7457 3.301998 0.0048
Yt 0.495280 0.187581 2.640359 0.0185
S1 0.623906 0.186936 3.337533 0.0045
R-squared 0.983783 Mean dependent var 1270.500
Adjusted R-squared 0.981621 S.D. dependent var 416.5416
Durbin-Watson stat 1.270004 Prob(F-statistic) 0.000000
Ct=362.3802+0.495280 Yt+0.623906 S1
（3.301998）（2.640359）（3.337533）
R2=0.983783 ，R2=0.981621， F=454.9834
我們分別對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)關(guān)于人均儲蓄S、人均活期儲蓄S2和人均定期活蓄S1進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)從整體上三者擬合得都比較好，可決系數(shù)都相當(dāng)高，F(xiàn)檢驗都非常顯著。但是對系數(shù)顯著性檢驗時發(fā)現(xiàn)：對于人均儲蓄的回歸中，各參數(shù)在自由度為16的情況下都沒有通過顯著性水平為0.05的t檢驗,用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法發(fā)現(xiàn)Yt和S的相關(guān)系數(shù)為0.98657,兩者存在共線性問題。對于人均活期儲蓄的回歸中，參數(shù)β在自由度16的情況下沒有通過顯著新水平為0.05的t檢驗,也用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法得到Y(jié)t和S2的相關(guān)系數(shù)為0.9,也存在共線性問題。但是對于定期儲蓄的回歸中，我們驚喜地發(fā)現(xiàn)在自由度為16的情況下各參數(shù)均通過了顯著性水平為0.05的t檢驗。對此我們再進(jìn)行自相關(guān)檢驗即Durbin-Watson檢驗D=1.270004,在0.05的顯著性水平下，DL=1.046,DU=1.535,發(fā)現(xiàn)無法確定是否自相關(guān)。我們圖示法進(jìn)行檢驗：
由圖可以看出，Ct=362.3802+0.495280 Yt+0.623906 S1+εt 不存在自相關(guān)性，因此莫迪利安尼的生命周期理論符合中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)習(xí)慣。
對農(nóng)村居民年人均消費(fèi)
Ct=23.16403+0.818653 Yt+0.023180S ；Ct=10.13372+0.864490 Yt+0.037392S2
(0.881220) ( 9.969786) ( 1.090714)； (0.706596) ( 23.77290) ( 1.348319)
R2=0.992424 ,R2= 0.991414,F=982.5017；R2=0.992707, R2=0.991735,F=1020.923
Ct=5.216863+0.877368 Yt+0.010585S1
(0.128507) ( 6.517229) ( 0.210849)
R2=0.991848, R2=0.990761,F=912.4725
我們又分別對農(nóng)村居民人均消費(fèi)關(guān)于人均儲蓄S、人均活期儲蓄S2和人均定期活蓄S1進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)從整體上三者也擬合得比較好，可決系數(shù)都相當(dāng)高，F(xiàn)檢驗都非常顯著。但是對系數(shù)顯著性檢驗時發(fā)現(xiàn)：三者的參數(shù)β在自由度為16的情況下都沒有通過顯著性水平為0.05的t檢驗。通過簡單相關(guān)系數(shù)矩陣分析三者的解釋變量都存在共線性問題。所以我們認(rèn)為莫迪利安尼的生命周期假說不適合中國農(nóng)村的消費(fèi)情況。
對全國居民年人均消費(fèi)
Ct=78.43675+0.760908 Yt+0.040006S
(1.550574) ( 5.366006) ( 0.596831)
R2=0.989506 ，R2=0.988106，F(xiàn)=707.1725
Ct=36.73347+0.878474 Yt-0.053446S2
（1.562385）（18.29270）（-0.798999）
R2=0.989695 ，R2=0.988321，F(xiàn)=720.3057
Included observations: 18
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 155.4505 43.45456 3.577312 0.0028
Yt 0.514257 0.129955 3.957200 0.0013
S1 0.227334 0.088511 2.568418 0.0214
R-squared 0.992538 Mean dependent var 648.1407
Adjusted R-squared 0.991543 S.D. dependent var 214.8409
Log likelihood -77.60311 F-statistic 997.6063
Durbin-Watson stat 1.324869 Prob(F-statistic) 0.000000
Ct=155.4505+0.514257 Yt+0.227334S1
(3.577312) ( 3.957200) ( 2.568418)
R2=0.992538，R2=0.991543，F(xiàn)=997.6063
我們再分別對全國居民人均消費(fèi)關(guān)于人均儲蓄S、人均活期儲蓄S2和人均定期活蓄S1進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)在整體上三者都擬合得很好，可決系數(shù)相當(dāng)高，F(xiàn)檢驗也非常顯著，但在對系數(shù)顯著性檢驗時卻發(fā)現(xiàn)，在對人均儲蓄和人均活期儲蓄的回歸中，參數(shù)β在自由度為16的情況下都沒有通過顯著性水平為0.05 的t檢驗。通過簡單相應(yīng)系數(shù)矩陣法發(fā)現(xiàn)Yt和S、S2的相關(guān)系數(shù)都很大，他們存在共線性問題。然而對人均定期儲蓄的回歸中，各參數(shù)都通過顯著性為0.05的t檢驗，為此我們進(jìn)一步檢驗它的自相關(guān)性，根據(jù)Durbin-Watson檢驗，D=1.324869,DL= 1.046,DU=1.532,由于DL= 1.046<D=1.324869< DU=1.532,所以用Durbin-Watson檢驗無法確定自相關(guān)性。因此我們利用圖示法來檢驗：
由圖可知，Ct=155.4505+0.514257 Yt+0.227334S1+εt 不存在自相關(guān)性。所以我們認(rèn)為莫迪利安尼的生命周期假說適合我國全國居民人均消費(fèi)的習(xí)慣。
4、弗里德曼持久收入假說在中國的實證分析
對中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)
Ct=19.11114+0.142563 Yt+0.912987 Ct-1
（0.464830）（0.648974）（4.408253）
R2=0.987033 ， R2=0.985180，F(xiàn)=532.8231
從估計的結(jié)果來看，整體上擬合得比較好，可決系數(shù)和調(diào)整可決系數(shù)分別達(dá)到0.987033和0.98518，F(xiàn)檢驗顯著。但對參數(shù)α的顯著性水平為0.05的t檢驗沒有通過，解釋變量Yt和Ct-1存在共線性,用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法可進(jìn)一步驗證兩者的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.98796。因此持久收入假說不適合解釋中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)習(xí)慣。
對農(nóng)村居民年人均消費(fèi)
Ct= -2.513666+0.778819 Yt+0.147323 Ct-1
(-0.213099) ( 5.470424) ( 0.868952)
R2=0.992008 ，R2=0.990866，F(xiàn)=868.8374
從回歸的結(jié)果看，其實和上面的情況相差不多，整體擬合良好，但對參數(shù)α*的t檢驗沒有通過，解釋變量Yt和Ct-1存在共線性。
對全國居民年人均消費(fèi)
Ct=14.52789+0.339707 Yt+0.643955 Ct-1
(0.749336) ( 0.0579) ( 0.0086)
R2=0.993372, R2=0.992425,F=1049.062
對全國居民人均消費(fèi)回歸來看，結(jié)果的情形一樣，參數(shù)α*的t的顯著性檢驗沒有通過，但是無論從可決系數(shù)、調(diào)整可決系數(shù)還是F檢驗顯著都表明整體擬合得很好，通過圖示法也表明不存在自相關(guān)和異方差，問題的主要原因還是共線性。
四、結(jié)論
通過以上分析可知，我們得出：
農(nóng)村居民的人均消費(fèi)適合于凱恩斯的絕對收入假說
我們認(rèn)為原因在于中國農(nóng)民的收入水平仍然比較低，當(dāng)期收入中很大部分（90.5%）都用于消費(fèi)，雖然現(xiàn)在沿海地區(qū)比較發(fā)達(dá)，農(nóng)民生活水平有很大提高，但是就全國來看農(nóng)民還是比較窮，所以黨十六大才把“三農(nóng)”問題提上了議案，主要要提高中國8億農(nóng)民的生活水平。
中國城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)適合莫迪利安尼的生命周期假說
主要是原因是在中國改革開放的20年中，受益最大的是城鎮(zhèn)居民，他們隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，生活水平穩(wěn)步提高，收入中一部分構(gòu)成了儲蓄，而且隨著收入的不斷提高，定期儲蓄也迅速提高，而定期儲蓄一定程度上是財富的象征，因為只有手頭寬裕的人才會去定期儲蓄，不然由于流動性的需要，人們都偏好活期儲蓄。在文章開頭對數(shù)據(jù)說明的時候，我們對用全國儲蓄來代替城鎮(zhèn)居民儲蓄表示過懷疑，但是在這里卻能比較好得擬合，也說明了中國儲蓄中很大部分是城鎮(zhèn)居民儲蓄，農(nóng)民的儲蓄相對比較少。
全國居民人均消費(fèi)也適合莫迪利安尼的生命周期假說
這一點(diǎn)也說明了，由于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)適合生命周期假說從而帶動了全國消費(fèi)適合生命周期假說，而農(nóng)民的消費(fèi)模型在這里被取代了。一個很重要的原因就是城鎮(zhèn)居民的儲蓄幾乎完全等同于全國居民的儲蓄。還一方面是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平比起農(nóng)村居民來相當(dāng)高，雖然農(nóng)民人數(shù)多，占全國人均消費(fèi)的權(quán)重比較大而城鎮(zhèn)在人數(shù)權(quán)重方面要占劣勢，但是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平很高，這樣足以抵消農(nóng)民人數(shù)權(quán)重大的優(yōu)勢（全國人均消費(fèi)=農(nóng)民人均消費(fèi)*農(nóng)民人數(shù)/全國人數(shù)+城鎮(zhèn)人均消費(fèi)*城鎮(zhèn)人數(shù)/全國人數(shù)），從而使全國人均消費(fèi)也服從莫迪利安尼的生命周期假說，其中也說明了中國貧富差距的懸殊。
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