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摘 要 本文通过对我国西部城镇居民人均总收入和人均食品消费支出数据的整理和实证分析，在排除了物价水平变动的情况下，证明了我国西部城镇居民人均食品消费支出主要取决于人均持久性收入，说明了米尔顿·弗里德曼持久收入假说的合理性，并揭示了二者间的函数关系，并依此建立了适当的消费函数模型。
关键词 城镇居民 消费行为 实证分析
中图分类号：F224. 0 文献标识码：A
一、引言
城镇家庭是我国社会的主要组成部分，在国民经济和社会生产生活中占据了相当重要的份额，研究城镇家庭居民的生活状况，可以从一个方面反映出我国现代化建设的成绩，也可以为今后的发展找到重点。在西部大开发的背景之下，如何看待我国西部城镇家庭的食品消费行为，如何对这类消费行为的影响因素进行辨别和分析，如何通过消费函数尽可能准确地表达人们的食品消费水平，则成为本文关注的话题。
二、研究方法
本文采用米尔顿·弗里德曼混合持久收入模型，运用城镇居民家户调查资料，对中国西部省、市、自治区（包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆）城镇消费者人均食品消费支出进行分析，以获得我国西部城镇居民食品消费函数的总体结论。
三、关于我国西部城镇居民消费函数分析
（一）基本假设与数据来源。
本文的分析过程基于如下假设：没有政策性的干扰噪声出现，即收入和消费的变化都是市场供求调节的结果。本文原始数据来源于国家统计局(http://www.stats.gov.cn/)发布的统计年鉴（1996~2010年）。在Excel中经过整理，输入Eviews18.0软件中进行建模。
（二）持久收入模型及模型估计。
1、混合持久收入模型。
根据混合米尔顿·弗里德曼的持久收入模型，人们的收入应分为持久性收入和瞬时性收入两部分，消费行为既受持久性收入的影响，也受瞬时性收入的影响。据此有如下t时期消费函数计量形态：
Yt=Ytp+YtT,Ct=Ctp+CtT
假设持久消费由持久收入决定，瞬时消费由瞬时收入决定，则有：Ct= 0+ 1Ytp+ 2YtT+ 4，其中：t=1,2,…，T （1）
在⑴式中，Ytp表示t时期的持久性收入，YtT表示t时期的瞬时性收入，且ytT=Yt－Yt， 1(0＜ 1＜1)表示边际持久性消费倾向， 2(0＜ 2＜1)表示边际瞬时性消费倾向。设：
C1=m0+ 1Ytp+ t1 , (2) C2=n0+ 2YtT+ t2 (3)
其中：令 0=m0+n0, t= t1+ t2，则可按如下步骤估计该模型中的系数：
(1) 根据统计数据（1995~2009年实际收入），确定各年持久性收入和瞬时性收入的数额，考虑多个滞后期，则t时期持久性收入可由如下几何级数下降权数的分布滞后公式(袁艳辉, 1996)表示：
⑷
其中，0＜ ＜1,n为观测个数（本文中为年数，共14年）， 需经多次试算后取最优解；
(2) 运用OLS法，估计出方程⑵中的系数m0和 1，并检验其可决系数R2、t统计量和F统计量；
(3) 再次运用OLS法，估计出方程⑶中的系数和，并检验其可决系数R2、t统计量和F统计量；
(4) 根据方程⑴得出消费函数。
表1 1995~2009年中国西部城镇人口家庭人均收入构成及全年食品消费支出
2、参数估计
由相关统计数据，经整理可得如下收入数据表（表 1）。表中可支配收入数据按城镇居民消费价格指数调整，表中食品消费数据按食品价格指数调整，均以1995年水平为基准的不变价格。取 =0.1，根据公式⑷可得到人均持久性收入与瞬时性收入数据，再根据各年消费支出统计数据整理出食品消费。（见表1）
由于收入水平制约着消费水平，高收入群体有能力进行高消费，但低收入群体则没有能力进行高消费行为，因此可以认为消费与收入之间存在着相关关系。
对不同水平 下的持久收入和瞬时收入分别对食品消费支出进行OLS回归分析，经整理得知当 =0.3时，调整后判定系数(Adjusted R-squared)取得最大值，由表2可以得到持久性收入在水平下，与消费者的食品消费支出存在显著相关性。其中，AR2max( =0.3)=0.9518，此时 1=0.1710，其t统计量为16.0229，相伴概率为0，小于5%显著性水平；且m0=12,129.20，其t统计量为21.0991，相伴概率为0，也小于5%的显著性水平
表2 水平下方程⑵参数估计（持久性收入对食品消费的影响）
由以上分析可得如下方程：
C1=12 129.20+0.171 0Ytp+ t1（5）
该方程的F统计量为256.7331，相伴概率为0，小于5%的显著性水平，表明模型较稳定，但DW值为0.7109，按5%显著性水平下1个解释变量和15个样本查询DW临界值表可知，dL=1.077,dU=1.361，在本检验中DW=0.710 9＜dL，应判定其存在序列自相关。
设残差项为e，运用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列自相关，在Eviews中对残差项进行一阶滞后回归可得：
et=0.595 3et-1 （6）
可见，残差项的相关系数，对方程⑸进行广义差分可得：
（7）
对上式进行OLS估计，Eviews输出DW=1.9193∈[1.077,2.639]（其中）dL=1.077,4－dU=2.649，排除了序列相关，可得出方程：
（8）
（三）消费行为模型分析。
方程(8)表明，西部城镇居民t时刻的人均食品消费支出与对应的持久性收入呈现线性相关关系，且消费支出（被解释变量）是持久性收入（解释变量）的增函数。根据边际消费倾向定义，在方程（9）中对Ytp求导可得：
上式表明，t时刻的持久性收入较时刻每增加1元，在食品上的消费支出将增加约0.14元，即人们倾向于将持久性收入增长部分的14%投入食品消费。
四、结论
本文经过对我国西部八省市自治区城镇居民收入及人均食品消费的实证分析，证明了Milton Friedman的持久收入假说在我国西部省市自治区的经济运行中具有合理性和有效性，可用于解释该区域内经济发展的若干问题，同时，本文通过分析，发现总体上持久性收入对食品消费有较强的拉动作用。年人均总收入和年人均持久性收入呈现逐年上升的趋势，在剔除了物价水平变动的影响后，人们习惯于将本期与上期年人均持久性收入的增加额的14%用于食品消费，该比例相对还比较低。因此，我国西部省市自治区应加快收入分配体制改革，千方百计提高居民收入，以促进人民生活水平的不断提高。□
（作者单位：西南大学经济管理学院）
参考文献：
[1]Friedman, M., & National Bureau of Economic Research. (1957). A theory of the consumption function. Princeton: Princeton University Press.
[2]杭斌.我国城镇居民消费行为的实证研究. 山西财经大学学报, 1993, (3).
[3]袁艳辉, 陈志钢. 湖北城镇居民消费模式的实证. 中南民族学院学报(自然科学版), 1996, (4).
关键词 城镇居民 消费行为 实证分析
中图分类号：F224. 0 文献标识码：A
一、引言
城镇家庭是我国社会的主要组成部分，在国民经济和社会生产生活中占据了相当重要的份额，研究城镇家庭居民的生活状况，可以从一个方面反映出我国现代化建设的成绩，也可以为今后的发展找到重点。在西部大开发的背景之下，如何看待我国西部城镇家庭的食品消费行为，如何对这类消费行为的影响因素进行辨别和分析，如何通过消费函数尽可能准确地表达人们的食品消费水平，则成为本文关注的话题。
二、研究方法
本文采用米尔顿·弗里德曼混合持久收入模型，运用城镇居民家户调查资料，对中国西部省、市、自治区（包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆）城镇消费者人均食品消费支出进行分析，以获得我国西部城镇居民食品消费函数的总体结论。
三、关于我国西部城镇居民消费函数分析
（一）基本假设与数据来源。
本文的分析过程基于如下假设：没有政策性的干扰噪声出现，即收入和消费的变化都是市场供求调节的结果。本文原始数据来源于国家统计局(http://www.stats.gov.cn/)发布的统计年鉴（1996~2010年）。在Excel中经过整理，输入Eviews18.0软件中进行建模。
（二）持久收入模型及模型估计。
1、混合持久收入模型。
根据混合米尔顿·弗里德曼的持久收入模型，人们的收入应分为持久性收入和瞬时性收入两部分，消费行为既受持久性收入的影响，也受瞬时性收入的影响。据此有如下t时期消费函数计量形态：
Yt=Ytp+YtT,Ct=Ctp+CtT
假设持久消费由持久收入决定，瞬时消费由瞬时收入决定，则有：Ct= 0+ 1Ytp+ 2YtT+ 4，其中：t=1,2,…，T （1）
在⑴式中，Ytp表示t时期的持久性收入，YtT表示t时期的瞬时性收入，且ytT=Yt－Yt， 1(0＜ 1＜1)表示边际持久性消费倾向， 2(0＜ 2＜1)表示边际瞬时性消费倾向。设：
C1=m0+ 1Ytp+ t1 , (2) C2=n0+ 2YtT+ t2 (3)
其中：令 0=m0+n0, t= t1+ t2，则可按如下步骤估计该模型中的系数：
(1) 根据统计数据（1995~2009年实际收入），确定各年持久性收入和瞬时性收入的数额，考虑多个滞后期，则t时期持久性收入可由如下几何级数下降权数的分布滞后公式(袁艳辉, 1996)表示：
⑷
其中，0＜ ＜1,n为观测个数（本文中为年数，共14年）， 需经多次试算后取最优解；
(2) 运用OLS法，估计出方程⑵中的系数m0和 1，并检验其可决系数R2、t统计量和F统计量；
(3) 再次运用OLS法，估计出方程⑶中的系数和，并检验其可决系数R2、t统计量和F统计量；
(4) 根据方程⑴得出消费函数。
表1 1995~2009年中国西部城镇人口家庭人均收入构成及全年食品消费支出
2、参数估计
由相关统计数据，经整理可得如下收入数据表（表 1）。表中可支配收入数据按城镇居民消费价格指数调整，表中食品消费数据按食品价格指数调整，均以1995年水平为基准的不变价格。取 =0.1，根据公式⑷可得到人均持久性收入与瞬时性收入数据，再根据各年消费支出统计数据整理出食品消费。（见表1）
由于收入水平制约着消费水平，高收入群体有能力进行高消费，但低收入群体则没有能力进行高消费行为，因此可以认为消费与收入之间存在着相关关系。
对不同水平 下的持久收入和瞬时收入分别对食品消费支出进行OLS回归分析，经整理得知当 =0.3时，调整后判定系数(Adjusted R-squared)取得最大值，由表2可以得到持久性收入在水平下，与消费者的食品消费支出存在显著相关性。其中，AR2max( =0.3)=0.9518，此时 1=0.1710，其t统计量为16.0229，相伴概率为0，小于5%显著性水平；且m0=12,129.20，其t统计量为21.0991，相伴概率为0，也小于5%的显著性水平
表2 水平下方程⑵参数估计（持久性收入对食品消费的影响）
由以上分析可得如下方程：
C1=12 129.20+0.171 0Ytp+ t1（5）
该方程的F统计量为256.7331，相伴概率为0，小于5%的显著性水平，表明模型较稳定，但DW值为0.7109，按5%显著性水平下1个解释变量和15个样本查询DW临界值表可知，dL=1.077,dU=1.361，在本检验中DW=0.710 9＜dL，应判定其存在序列自相关。
设残差项为e，运用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列自相关，在Eviews中对残差项进行一阶滞后回归可得：
et=0.595 3et-1 （6）
可见，残差项的相关系数，对方程⑸进行广义差分可得：
（7）
对上式进行OLS估计，Eviews输出DW=1.9193∈[1.077,2.639]（其中）dL=1.077,4－dU=2.649，排除了序列相关，可得出方程：
（8）
（三）消费行为模型分析。
方程(8)表明，西部城镇居民t时刻的人均食品消费支出与对应的持久性收入呈现线性相关关系，且消费支出（被解释变量）是持久性收入（解释变量）的增函数。根据边际消费倾向定义，在方程（9）中对Ytp求导可得：
上式表明，t时刻的持久性收入较时刻每增加1元，在食品上的消费支出将增加约0.14元，即人们倾向于将持久性收入增长部分的14%投入食品消费。
四、结论
本文经过对我国西部八省市自治区城镇居民收入及人均食品消费的实证分析，证明了Milton Friedman的持久收入假说在我国西部省市自治区的经济运行中具有合理性和有效性，可用于解释该区域内经济发展的若干问题，同时，本文通过分析，发现总体上持久性收入对食品消费有较强的拉动作用。年人均总收入和年人均持久性收入呈现逐年上升的趋势，在剔除了物价水平变动的影响后，人们习惯于将本期与上期年人均持久性收入的增加额的14%用于食品消费，该比例相对还比较低。因此，我国西部省市自治区应加快收入分配体制改革，千方百计提高居民收入，以促进人民生活水平的不断提高。□
（作者单位：西南大学经济管理学院）
参考文献：
[1]Friedman, M., & National Bureau of Economic Research. (1957). A theory of the consumption function. Princeton: Princeton University Press.
[2]杭斌.我国城镇居民消费行为的实证研究. 山西财经大学学报, 1993, (3).
[3]袁艳辉, 陈志钢. 湖北城镇居民消费模式的实证. 中南民族学院学报(自然科学版), 1996, (4).