凯恩斯绝对收入理论模型的实证分析

——以河南省为例◇李玲玲

一、引言

消费是国民经济的重要组成部分，与“投资、进出口”并称为拉动经济的三驾马车，消费需求的变动对于经济的增长发挥着举足轻重的作用。研究河南省城镇居民的消费行为，可以为政府部门制定相关政策提供一定的依据，促进社会再生产的良性循环。

影响居民消费支出的因素有很多，比如自身收入、商品价格、消费习惯、经济体制、社会保障、预期、利率以及汇率等等。对消费行为进行研究的理论主要有四种：绝对收入消费理论、相对收入消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论，这四种理论从不同角度研究论证了居民消费行为的特征与规律。凯恩斯的绝对收入消费理论认为：消费是由收入决定的，且消费是收入的稳定函数。在短期内，消费与收入成正比例发展关系，即消费会随着收入的增长而增长，但消费的增长量会低于收入的增长量，即边际消费倾向递减规律。消费者的现期消费取决于其现期收入，即“绝对收入”。假定消费与收入之间是线性的关系，可以建立如下函数模型：CT= α+ βyt +Ut。本文研究的理论支撑是凯恩斯绝对收入消费理论，在该理论的基础之上建立模型，从而对河南省城镇居民的消费行为进行实证分析。

二、数据与变量

本文采用1978~2015 年的河南省经济数据，源于《河南省统计年鉴》。用河南省城镇居民人均全年消费性支出、人均全年可支配收入分别反映城镇居民消费水平和收入水平。考虑到数据的可比性和一致性，为消除物价变动对居民消 费水平和收入水平的影响，用以1978 年为基期的 CPI对上述数据进行平减，推算出以1978 年为基期的历年人均实际消费水平和人均实际收入水平。分别用变量 cs、inc 表示以1978 年为基期的河南省城镇居民人均实际消费水平和人均实际收入水平。CS=CS/CPI，INC=INC/CPI，其中， CS代表当年价格的居民消费，INC代表当年价格的居民可支配收入，CPI代表1978 年为100 的居民消费价格指数。（如表1）

三、实证分析1.模型构建

根据凯恩斯的绝对收入假说，建立一个简单的消费函数，刻画改革开放以来的河南省城镇居民边际消费倾向。在这个模型中，被解释变量 cs为实际居民消费，解释变量 inc为实际可支配收入，变量均为剔除了价格因素的实际年度数据，样本区间为1978~2015 年。模型形式为： CST= α+ βinct +u（1），其中， t CST 为第 t 期的消费支出；inct 为第 t期的绝对收入；α为待估参数，即自发性消费；β为待估参数，即边际消费倾向；u为随机扰动项。

2.平稳性检验

由于所用数据为时间序列数据，为了避免“伪回归”，在利用回归分析方法讨论经济变量有意义的经济关系前，必须对经济变量时间序列的平稳性与非平稳性进行判断。

首先利用 Eviews软件对人均可支配收入（inc）序列进行单位根检验，其平稳性检验结果如表2所示。

从检验结果看，在1%、5%、10% 三个显著

性水平下，单位根检验的 Mackinnon 临界值分别为 -3.6329、-2.9484、-2.6129，t 检验统计量值3.1899 大于相应临界值，从而不能拒绝H0：，表明人均可支配收入（inc）序列存在单位根，是非平稳序列。

再利用 Eviews软件对人均消费支出（cs）序列进行单位根检验，其平稳性检验结果如表3所示。

从检验结果看，在1%、5%、10% 三个显著性水平下，单位根检验的 Mackinnon 临界值分别为 -3.6268、-2.9458、-2.6115，t 检验统计量值4.2957 大于相应临界值，从而不能拒绝H0：，表明人均消费支出（inc）序列存在单位根，是 非平稳序列。

3.确定单整阶数

为了得到人均可支配收入（inc）序列的单整阶数，在单位根检验基础上，对其一阶差分序列作单位根检验，检验得到一阶差分序列仍为非平稳序列；因此可对人均可支配收入（inc）取对数得到 loginc，对人均可支配收入对数（loginc）一阶差分序列作单位根检验，检验结果如表4所示。

从检验结果看，在1%、5%、10% 三个显著性水平下，单位根检验的 Mackinnon 临界值分别为 -3.6394、-2.9511、-2.6143，t 检验统计量值 -3.0824，在5%显著性水平下，t检验统计量值小于相应临界值，从而拒绝H0，表明人均可支配收入对数（loginc）序列不存在单位根，是平稳序列，即 loginc~i（1）。

为了得到人均消费支出（cs）序列的单整阶数，在单位根检验基础上，对其一阶差分序列作单位根检验，检验得到一阶差分序列仍为非平稳序列；因此可对人均消费支出（cs）序列取对数得到 logcs，对人均可支配收入对数（logcs）一阶差分序列作单位根检验，检验结果如表5所示。

从检验结果看，在1%、5%、10% 三个显著性水平下，单位根检验的 Mackinnon 临界值分别为 -3.6394、-2.9511、-2.6143，t 检验统计量值 -3.7210，在1%、5%、10%三个显著性水平下， t检验统计量值小于相应临界值，从而拒绝H0，表明人均消费支出对数（logcs）序列不存在单位根，是平稳序列，即 logcs~i（1）。

4.协整检验

为了分析城镇居民人均可支配收入（inc）和人均消费支出（cs）之间是否存在协整关系，我们先作两变量之间的回归，然后检验回归残差的平稳性。

以人均可支配收入（inc）为解释变量，人均消费支出（cs）为被解释变量，利用 Eviews软件采用普通最小二乘法（OLS)对（1）式中的线性模型进行回归得出估计结果如表6所示。可将参数估计和检验的结果写为： cst =1.2950 + 0.6384 inct （2）

为了检验回归残差的平稳性，将上述 OLS回归得到的残差序列命名为新序列 et, 且et=resid，对 et序列进行单位根检验，估计结果如表7所示。

从检验结果看。在5% 的显著性水平下，t检验统计量值为 -5.8127，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明人均可支配收入（inc）和人均消费支出（cs）之间存在协整关系。

5.误差修正模型

人均可支配收入（inc）和人均消费支出（cs）之间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，通过建立误差修正模型把人均消费支出的短期行为与长期变化联系起来。因为loginc 与logcs序列均是一阶单整序列，可以构建如下误差修正模型： dlogcst= α+ βdloginc t+ γe t1+εt （3）

估计回归模式（3）结果见下表8所示。

最终得到的误差修正模型的估计结果：

dlogcst=0.1259+0.2681dlogin ct+0.0804et- 1 t=(6.64) (2.29) (6.45)

2 R =0.7454 DW=2.1128对回归系数的 t 检验：针对 H0：α=0 和 H0：β=0， 由上述估计结果还可以看出，估计的回归系数α和β的 t 值分别为： t（α）=6.64；t（β）

=2.29。取 α=0.05，查t 分布表得自由度为 n-2=38-2=36 的临界值 t0.025（ 36）=2.0281。 因为 t（α）=6.64 ﹥ t0.025（ 36） =2.0281，所以应拒绝 H0：α=0；因为t（β）=2.29 ﹥ t0.025（ 36） =2.0281，所以应拒绝H0：β=0。对斜率系数的显著性检验表明，河南省城镇居民人均收入对人均支出的确有显著影响。

同时，上述估计结果表明，城镇居民人均消费支出的变 化不仅取决于人均可支配收入的变化，而且还取决于上一期消费支出对均衡水平的偏离，误差项et- 1 估计的系数0.0804体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。

四、结语

以上对河南省城镇居民人均消费支出与人均收入的实证分析验证了消费主要由收入决定并且高度相关。此项结论对于通过调整收入水平来促进居民消费，以消费来拉动经济增长有重要指导性意义。

收入是消费的前提和基础，提高城镇居民当前可支配收入可促进其消费水平。保持经济平稳较快发展，增加就业，增加居民收入。

居民对于未来收入的预期也是影响当前消费的因素，因此政府要不断健全社会保障体系，提升居民信心。

缩小收入差距。政府要完善按劳分配为主体、多种分配方式并存的分配制度，为收入分配公平提供重要制度保障；保障居民收入在国民分配中占合理比重，劳动报酬在初次分配中占合理报酬；加强政府对收入分配的调节，统筹区域和城乡协调发展，缩小差距，提高社会总体消费水平；利用税收来调节收入分配，对高收入者多收税，对低收入者少收或不收税来缩小收入差距。（作者单位：郑州大学商学院）