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中国城乡居民消费函数之比较分析
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西方消费理论在中国的实证分析_经济学毕业论文
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西方消费理论在中国的实证分析_经济学毕业论文
西方消费理论在中国的实证分析
西方的消费函数首先是由凯恩斯提出的“绝对收入”假说，由于他针对的是消费的短期现象，只能解释短期数据，而长期数据拟合度比较差缺乏解释力，产生了“消费函数之谜”，从而后来又相继出现了杜森贝利的“相对收入假说”、弗里德曼的“持久收入假说” 、莫迪利安尼的“生命周期假说”和霍尔的“随即游走假说”以及在批判霍尔的基础上提出的各种假说，例如流动性收入假说、预防性储蓄假说等等，从而西方的消费函数理论不断发展和完善。在这里我们只针对前面的四个理论对中国的消费水平进行实证分析。
一、建立西方消费理论的简化数学模型
1、凯恩斯的“绝对收入假说”
凯恩斯在不存在流动性约束和不确定性，消费者只追求一种预算约束下的效用最大化的假定基础上提出了绝对收入假说。认为，消费支出的大小与当期收入水平的高低相联系，收入的绝对水平决定了消费。消费函数线性形式：
Ct=c+βYt+εt
(0β=dC/dY1)
Ct是单个个人的t期消费量, β是当期收入的边际消费倾向，Yt是当期收入，εt是个随即扰动项，c是个人最低消费（吃饭穿衣的基本消费）
边际消费倾向MPC是Yt的递减函数，即：dMPC/dy=d2C/dY20
而平均消费倾向应大于边际消费倾向，随着可支配收入的增加，平均消费倾向应是递减的，这与库兹涅茨实证研究的美国长期边际消费倾向稳定在0.87不符合。
2、杜森贝利的“相对收入假说”
杜森贝利针对凯恩斯消费只与当期收入相关和个人彼此独立消费的说法提出了“相对收入假说”，建立了消费的“示范性”和“不可逆性”。示范性是消费者受周围人消费行为的影响，如果周围人的消费水平较高，某人的收入水平较低，也企图接近周围人的消费水平。于是低收入者的边际消费倾向很大，其数学模型为：Ct=c+α0Yt+α1 Y0+εt
Y0 为周围人群或团体的平均收入
所谓消费的“不可逆性”是指个人的消费不仅受当前收入的影响，而且还受过去收入和消费水平的影响，如果某人在过去的高收入下形成了某种消费水平，虽然现在收入减少了，但是还想维持这种消费水平不让他下降，其不可逆模型为：
Ct=c+α0Yt+α1Y2+εt
Y2为过去的最高收入
3、弗里德曼的“持久收入假说”
弗里德曼认为人们的收入分为两部分：一部分是暂时收入，一部分是持久收入。人们在计划自己的消费水平是，不是根据短期实际收入而是把消费与持久的长期的收入联系在一起。短期的可支配收入由于受许多偶然因素的影响，是一个经常变动的量，人们的消费不会随它的波动而经常变动。消费者为了实现效用最大化，实际上是根据他们在长期中能保持的收入水平来进行调整的，一时性的短期收入的变动只有在能够影响持久收入水平预期时才会影响消费水平。消费是持久收入的稳定函数，这便是持久收入假说的基本思想。持久收入Ypt可表示成可观测量Yt的函数
Y*t=Y*t-1+γ(Yt – Y*t-1)(0 γ1) θ是加权数，是对过去的经验所作的预期
可以改写成：Y*t=γYt +（1-γ）Y*t-1
当γ=1时，现期的预期收入就等于现期收入，当γ=0时，现期的预期收入中本期实际值被忽略。
Ct=c+αY*t=c+α[γYt +（1-γ）Y*t-1]= c+αγYt +α(1-γ)Y*t-1……………….{1}
然后将Ct=c+αY*t滞后一期并乘以1-γ：(1-γ)Ct-1=(1-γ)c+α(1-γ)Y*t-1 ………{2}
1式减去2式，整理得：Ct=c(1-γ)+αγYt+(1-γ)Ct-1
令：α*=αγ γ*=(1-γ) c*= c(1-γ)
所以其消费数学模型为：
Ct=c+αY*t+εt=c+α*Yt+γ* Ct-1+εt
4、莫迪利安尼的“生命周期假说”
此理论的中心论点是：每个人都根据他自己一生的全部预期收入来安排他的消费支出，即是说，每个家庭在每个时点上的消费与储蓄决策都反映了该家庭谋求在其生命周期内达到消费的理想分布的企图，而每个家庭的消费要受制于该家庭在其整个生命期间内所获得的总收入，所以在此我们要考虑财产（储蓄）和收入两个因素，这里我们不考虑利率的影响。其t期消费的数学模型为：
Ct=c+α×Wt+β×Yt+εt
Wt是t期财产,这里我们用储蓄近似替代，Yt 是t期收入。
二、数据的说明和处理
由于考虑到数据的权威性，我们对原始数据通过两个渠道收集：一是学校图书馆的统计年鉴，二是中国国家统计局的网站。出于数据及时性和样本自由度的考虑，我们最终选取了中国国家统计局网站上的数据作为我们的样本数据。当时，网站上数据没有我们所要求的那样进行系统整理过，这又加强了收集工作的难度，只能一年一年的下载然后整合在一起。
下面我们对数据的处理简要说明一下：
由于我们要做的是西方消费模型对中国的实证分析，因此需要的数据大致有以下几种：历年消费消费量Ct,人均财产Wt,人均收入水平Yt,又考虑到城乡消费层次的不同，我们继而进一步划分为：农村人均消费、人均财产、人均收入水平和城镇人均消费、人均财产、人均收入水平。但是真正符合要求的上述数据基本上没有，于是我们作如下处理：
由于财产很难统计，而在中国又比较特别，即储蓄占了中国人均财产中相当大的比例，于是在此我们用人均储蓄来代替中国人均财产。为了能进一步说明人均财产的性质，即流动性。我们用人均定期储蓄和活期储蓄来说明人均财产中流动性好和差的两种类别，进而来研究对中国消费的相关影响。但是人均储蓄这一数据我们没有收集到，于是通过历年年底中国储蓄总额和人口数来求得。而中国农村和城镇储蓄数据也没有，在这里我们大胆的用中国人均储蓄来代替农村和城镇的人均储蓄，这必然会产生一定潜在误差，在随后的回归中我们会再加以考虑。
通货膨胀的剔除，按可比价格计算。 我们认为在后面的消费模型中应用可比价格来重新处理数据，，理由如下：(1) 在杜森贝利的相对收入假说中，有历史最高收入这一项，如果不剔除通胀，历年人均收入很自然的年年攀高，如果一旦排除通胀因素，我们会发现在通胀厉害的阶段，居民的人均收入反而减少（2）考虑到储蓄因素，它是逐年累加起来的，每年增加的储蓄在各年的购买力是不一样的，不排除通胀，无法体现居民实际的购买力。
对通胀的核算是如下进行的：
a、用全国居民的消费价格环比指数（）来分别求得基于1984年的全国消费价格的上涨率（全国消费品通胀率）
b、用城镇居民的消费价格环比指数（）来求基于1984年的城镇居民消费价格的上涨率（城市居民消费品通胀率）
c、用农村居民的消费价格环比指数（）来求基于1984年的农村居民消费价格的上涨率（农村居民消费品通胀率）
d、其中全国储蓄、人均消费和人均收入用全国消费品价格上涨率来排除通胀；城镇居民的收入和消费都用城镇居民消费品价格上涨率排除通胀，农村就用农村居民消费品的上涨率排除通胀。
三、模型的参数估计及影响作用分析
首先对凯恩斯收入假说在中国实证分析
对城镇居民消费
Ct=26.043 Yt （1）
（0.470744） （23.45593）
R2=0.97174 , R2=0.969974,F=550.1807
括号中为相应参数的t检验值。系统性检验：回归方程式（1）中，对于参数β在自由度为ｎ－2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：β=0，表明城镇居民年人均收入年人均消费支出有显著性影响。但是从经济意义上讲, β=1.109043,不符合凱恩斯绝对收入假说理论中边际消费倾向在０与１之间。因此对城镇居民的消费通过回归，发现凯恩斯的绝对收入假说不能合理解释中国城镇居民的消费习惯。
对农村居民消费
Ct=1..905399 Yt (2)
(10.279706) (44.05461)
R2=0.991823 , R2=0.991312,F=
括号中为相应参数的t检验值，系统性检验：在回归方程式（2）中，对参数β在自由度为ｎ－2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：β=0，表明农村居民年人均收入对年人均消费支出有显著性影响。从经济意义上讲，β＝0.905399，符合凯恩斯的绝对收入假说中边际消费倾向在0与1之间，而且截距项c为1.015476也符合普遍的经济意义，我们认为凯恩撕的消费理论对中国农村消费现象有比较大的解释力。同城镇居民消费现象相比我们发现，农村居民当期收入对消费的影响明显要高于城镇居民当期收入对消费的影响，我们认为很大的因素是农民收入比城镇居民收入要低得多，当期收入中的很大部分用于当期消费。
对全国居民人均消费
Ct=1+1.16Yt (3)
(3.14) (3.998590)
R2= １，R2=１，F=5.82
系统性检验：回归方程式（3）中，对于参数β在自由度为ｎ－2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：β=0，表明全国居民年人均收入对年人均消费支出有显著性影响。但是从经济意义上讲，β＝1.16明显不符合绝对收入假说中对于边际消费倾向在0到1之间的假定。因此对于中国居民年人均消费也不适合凯恩斯的消费模型。
杜森贝利相对收入假说在中国的实证分析
对城镇居民年人均消费
（1）“示范性”检验
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
R-squared0.975799 Mean dependent var
Adjusted R-squared0.972572 S.D. dependent var416.5416
Ct=63.394 Yt+0.
089285) ( 1.935568) ( 1.586000)
R2=0.975799, R2=0.972572, F=302.4025
从估计的结果看出，模型拟合较好，可决系数R2=0.975799，F检验显著性明显，表明模型在整体上拟合不错。系数检验：对于参数α0 ，α1在自由度为n-2=16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验。故接受原假设H0:α0=0 α1=0。用简单相关系数矩阵法发现：
Yt与Y0的相关系数达到了0.989,存在严重的共线性。
因此我们认为中国城镇居民消费几乎不存在杜森贝利相对收入假说中消费的“示范性”。
（2）“不可逆性”检验
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C-31.49-0.9
R-squared0.977325 Mean dependent var
Adjusted R-squared0.974302 S.D. dependent var416.5416
Ct= -31.415 Yt+0.
（-0.521062）（1.794186）（1.922059）
R2=0.977325，R2=0.974302，F=323.2612
根据估计结果我们发现模型拟合较好，可决系数和调整可决系数分别达到0..974302，F检验显著，表明模型整体上拟合较好。然而进行系数性检验时发现：对于参数α0 ，α1在自由度为n-2=16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验，故接受原假设H0:α0=0 α1=0。用简单相关系数矩阵法：
同样可以看到，Yt和Y2的相关系数达到了：0.989 ,也存在着明显的共线性。因此中国城镇居民的消费不存在着消费的“不可逆性”。结合上述我们认为杜森贝利的相对收入假说在中国还不存在。
对农村居民年人均消费
（1）“示范性”检验
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
R-squared0.992791 Mean dependent var456.0217
Adjusted R-squared0.991830 S.D. dependent var125.9500
Ct=15.435 Yt+0.
（0.922105）（6.415063）（0.063450）
R2=0.992791，R2=0.991830，F=
从估计结果来看，模型拟合得比较好，可决系数和调整可决系数分别达到了0..991830，而且F检验也很显著，表明模型在整体上是很令人满意的，但是进行系数显著性检验可以看到：对于参数α0在自由度为n-2=16的情况下通过了显著性水平为0.05的t检验而对于参数α1则没有通过t的显著性检验，故接受原假设H0: α1=0。在用简单相关系数矩阵法：
与上面遇到的情况一样，Yt和Y0存在着共线性问题，说明在中国农村还没出现“示范性”消费。
（2）“不可逆性”检验
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
Y2-0.162-0.2
R-squared0.992258 Mean dependent var456.0217
Adjusted R-squared0.991226 S.D. dependent var125.9500
Ct=1..043090 Yt-0.
（0.091423）（6.889224）（-0.917983）
R2= 0.992258， R2=0.991226，F=961.2849
从估计结果看，和上面基本上差不多，整体性拟合很好，但是对于解释变量却存在着共线性问题，由此我们推断杜森贝利的相对收入假说也不适合中国农村居民的消费习惯。
对全国居民年人均消费
因为我们在取平均收入的时候用的是全国人均收入水平，所以我们在这里就无法对全国居民人均消费的“示范性”进行检验，只能对全国居民人均消费的“不可逆性”进行检验。
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
R-squared0.990142 Mean dependent var648.1407
Adjusted R-squared0.988827 S.D. dependent var214.8409
Ct=30.652 Yt+0.
（1.294291）（1.486022）（1.160518）
R2=0.990142， R2=0.988827，F=753.2744
我们发现对全国人均消费的“不可逆性”检验结果，和上面几个差不多，整体上拟合得比较好，可决系数和调整可决系数都分别达到了0..988827，F检验也很显著，但就是面临解释变量的共线性问题：相关系数达到了0.997675。因此，消费的“不可逆性”
对中国人均消费的解释也告失效。
莫迪利安尼的生命周期假说在中国的实证分析
对城镇居民年人均消费
S=人均总储蓄；S1=人均定期储蓄；S2=人均活期储蓄
Ct=298.073 Yt+0.327384 S ； Ct= -14.012 Yt-0.
（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
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
R-squared0.983783 Mean dependent var
Adjusted R-squared0.981621 S.D. dependent var416.5416
Durbin-Watson stat1.270004 Prob(F-statistic)0.000000
Ct=362.280 Yt+0.
（3.301998）（2.640359）（3.337533）
R2=0.983783 ，R2=0.981621， F=454.9834
我们分别对城镇居民人均消费关于人均储蓄S、人均活期储蓄S2和人均定期活蓄S1进行回归分析，发现从整体上三者拟合得都比较好，可决系数都相当高，F检验都非常显著。但是对系数显著性检验时发现：对于人均储蓄的回归中，各参数在自由度为16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验,用简单相关系数矩阵法发现Yt和S的相关系数为0.98657,两者存在共线性问题。对于人均活期储蓄的回归中，参数β在自由度16的情况下没有通过显著新水平为0.05的t检验,也用简单相关系数矩阵法得到Yt和S2的相关系数为0.9,也存在共线性问题。但是对于定期储蓄的回归中，我们惊喜地发现在自由度为16的情况下各参数均通过了显著性水平为0.05的t检验。对此我们再进行自相关检验即Durbin-Watson检验D=1.270004,在0.05的显著性水平下，DL=1.046,DU=1.535,发现无法确定是否自相关。我们图示法进行检验：
由图可以看出，Ct=362.280 Yt+0.+εt 不存在自相关性，因此莫迪利安尼的生命周期理论符合中国城镇居民人均消费习惯。
对农村居民年人均消费
Ct=23.653 Yt+0.023180S ；Ct=10.490 Yt+0.
(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=
Ct=5..877368 Yt+0.
(0.128507) ( 6.517229) ( 0.210849)
R2=0.991848, R2=0.990761,F=912.4725
我们又分别对农村居民人均消费关于人均储蓄S、人均活期储蓄S2和人均定期活蓄S1进行回归分析，发现从整体上三者也拟合得比较好，可决系数都相当高，F检验都非常显著。但是对系数显著性检验时发现：三者的参数β在自由度为16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验。通过简单相关系数矩阵分析三者的解释变量都存在共线性问题。所以我们认为莫迪利安尼的生命周期假说不适合中国农村的消费情况。
对全国居民年人均消费
Ct=78.908 Yt+0.040006S
(1.550574) ( 5.366006) ( 0.596831)
R2=0.989506 ，R2=0.988106，F=707.1725
Ct=36.474 Yt-0.
（1.562385）（18.29270）（-0.798999）
R2=0.989695 ，R2=0.988321，F=720.3057
Included observations: 18
VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
C155.563.8
R-squared0.992538 Mean dependent var648.1407
Adjusted R-squared0.991543 S.D. dependent var214.8409
Log likelihood-77.60311 F-statistic997.6063
Durbin-Watson stat1.324869 Prob(F-statistic)0.000000
Ct=155.257 Yt+0.
(3.577312) ( 3.957200) ( 2.568418)
R2=0.992538，R2=0.991543，F=997.6063
我们再分别对全国居民人均消费关于人均储蓄S、人均活期储蓄S2和人均定期活蓄S1进行回归分析，发现在整体上三者都拟合得很好，可决系数相当高，F检验也非常显著，但在对系数显著性检验时却发现，在对人均储蓄和人均活期储蓄的回归中，参数β在自由度为16的情况下都没有通过显著性水平为0.05 的t检验。通过简单相应系数矩阵法发现Yt和S、S2的相关系数都很大，他们存在共线性问题。然而对人均定期储蓄的回归中，各参数都通过显著性为0.05的t检验，为此我们进一步检验它的自相关性，根据Durbin-Watson检验，D=1.324869,DL=1.046,DU=1.532,由于DL=1.046D=1.324869 DU=1.532,所以用Durbin-Watson检验无法确定自相关性。因此我们利用图示法来检验：
由图可知，Ct=155.257 Yt+0.+εt 不存在自相关性。所以我们认为莫迪利安尼的生命周期假说适合我国全国居民人均消费的习惯。
4、弗里德曼持久收入假说在中国的实证分析
对中国城镇居民人均消费
Ct=19.563 Yt+0.912987 Ct-1
（0.464830）（0.648974）（4.408253）
R2=0.987033 ， R2=0.985180，F=532.8231
从估计的结果来看，整体上拟合得比较好，可决系数和调整可决系数分别达到0..98518，F检验显著。但对参数α的显著性水平为0.05的t检验没有通过，解释变量Yt和Ct-1存在共线性,用简单相关系数矩阵法可进一步验证两者的相关系数达到0.98796。因此持久收入假说不适合解释中国城镇居民人均消费习惯。
对农村居民年人均消费
Ct= -2..778819 Yt+0.147323 Ct-1
(-0.213099) ( 5.470424) ( 0.868952)
R2=0.992008 ，R2=0.990866，F=868.8374
从回归的结果看，其实和上面的情况相差不多，整体拟合良好，但对参数α*的t检验没有通过，解释变量Yt和Ct-1存在共线性。
对全国居民年人均消费
Ct=14.707 Yt+0.643955 Ct-1
(0.749336) ( 0.0579) ( 0.0086)
R2=0.993372, R2=0.992425,F=
对全国居民人均消费回归来看，结果的情形一样，参数α*的t的显著性检验没有通过，但是无论从可决系数、调整可决系数还是F检验显著都表明整体拟合得很好，通过图示法也表明不存在自相关和异方差，问题的主要原因还是共线性。
通过以上分析可知，我们得出：
农村居民的人均消费适合于凯恩斯的绝对收入假说
我们认为原因在于中国农民的收入水平仍然比较低，当期收入中很大部分（90.5%）都用于消费，虽然现在沿海地区比较发达，农民生活水平有很大提高，但是就全国来看农民还是比较穷，所以党十六大才把“三农”问题提上了议案，主要要提高中国8亿农民的生活水平。
中国城镇居民的人均消费适合莫迪利安尼的生命周期假说
主要是原因是在中国改革开放的20年中，受益最大的是城镇居民，他们随着中国经济的发展，生活水平稳步提高，收入中一部分构成了储蓄，而且随着收入的不断提高，定期储蓄也迅速提高，而定期储蓄一定程度上是财富的象征，因为只有手头宽裕的人才会去定期储蓄，不然由于流动性的需要，人们都偏好活期储蓄。在文章开头对数据说明的时候，我们对用全国储蓄来代替城镇居民储蓄表示过怀疑，但是在这里却能比较好得拟合，也说明了中国储蓄中很大部分是城镇居民储蓄，农民的储蓄相对比较少。
全国居民人均消费也适合莫迪利安尼的生命周期假说
这一点也说明了，由于城镇居民消费适合生命周期假说从而带动了全国消费适合生命周期假说，而农民的消费模型在这里被取代了。一个很重要的原因就是城镇居民的储蓄几乎完全等同于全国居民的储蓄。还一方面是城镇居民的消费水平比起农村居民来相当高，虽然农民人数多，占全国人均消费的权重比较大而城镇在人数权重方面要占劣势，但是城镇居民的消费水平很高，这样足以抵消农民人数权重大的优势（全国人均消费=农民人均消费*农民人数/全国人数+城镇人均消费*城镇人数/全国人数），从而使全国人均消费也服从莫迪利安尼的生命周期假说，其中也说明了中国贫富差距的悬殊。
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一般消费函数理论可否解释中国城乡居民旅游消费?——对我国城乡居民旅游消费函数的实证分析
【摘要】：经济增长带来我国居民消费支出逐年增加,通过对我国居民旅游消费函数实证分析发现:西方传统消费函数可以很好地解释我国宏观和农村居民旅游消费特征,但城镇居民旅游消费行为不能被任何一个消费函数理论所直接描述;我国宏观旅游消费行为可由生命周期假说消费函数模型来描述,农村居民旅游消费函数可由理性预期假说消费函数模型所解释;城镇居民旅游消费水平同收入及余暇之间存在长期协整关系,且这种长期的均衡关系对各变量短期波动造成的偏离均衡水平存在较强的自我调整机制,同时,我国城镇居民存在较高的自发性旅游消费,且受假期影响高于受收入因素的影响。
【作者单位】：
【基金】：
【分类号】：F126.1;F592
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一般消费函数理论可否解释中国城乡居民旅游消费?
　　内容提要：经济增长带来我国居民消费支出逐年增加，通过对我国居民旅游消费函数实证分析发现：西方传统消费函数可以很好地解释我国宏观和农村居民旅游消费特征，但城镇居民旅游消费行为不能被任何一个消费函数理论所直接描述；我国宏观旅游消费行为可由生命周期假说消费函数模型来描述，农村居民旅游消费函数可由理性预期假说消费函数模型所解释；城镇居民旅游消费水平同收入及余暇之间存在长期协整关系，且这种长期的均衡关系对各变量短期波动造成的偏离均衡水平存在较强的自我调整机制，同时，我国城镇居民存在较高的自发性旅游消费，且受假期影响高于受收入因素的影响。 中国论文网 http://www.xzbu.com/2/view-8902842.htm　　关键词：旅游消费；消费函数；实证分析 　　中图分类号：F592 文献标识码：B 文章编号：X（6-07 　　随着经济逐年稳步增长，我国居民用于消费的支出不断增加，年中国居民年平均消费水平增长率达11.34%。与此同时，居民人均旅游消费从1995年的218.71元增长到2014年的839.43元，其平均年增长率实现了7.65%的高速增长。近年来，研究文献从不同角度分析了居民旅游消费行为及影响因素。张金宝（2014）通过分层抽样调查我国24个城市家庭旅游消费支出，发现城市家庭对收入的预期以及家庭的风险偏好对旅游消费有显著影响，此外，城市家庭的旅游消费与家庭生命周期密切相关[1]。 庞世明（2014）在持久收入假说的基础上将闲暇因素纳入我国城镇居民旅游消费模型，研究结果表明，由于城镇居民的旅游消费受到严格的休假制度的约束，其旅游消费行为无法满足西方经典消费函数模型[2]。周文丽（2013）提出收入价格因素、旅游产品服务水平及余暇是影响甘肃省农村居民旅游消费的主要因素，而可进入性、旅游意愿和旅游动机对旅游消费的影响作用较小[3]。余凤龙等（2013）通过构建对数形式的多元回归方程分析我国农村居民旅游消费行为，发现收入水平、消费习惯等因素与农村居民旅游消费之间的相关关系较显著[4]。 　　综上，现有文献大都聚焦城镇居民或农村居民旅游消费行为，并未对我国城乡居民总体的旅游消费行为进行研究。中国旅游消费函数是否可由一般消费函数理论来解释？城镇居民和农村居民旅游消费函数的差异在哪里？哪些是影响不同旅游消费主体旅游消费决策的关键因素？深入研究旅游消费函数，分析城乡居民不同消费主体的旅游消费决策的决定因素和影响因素，无论是理论还是实践层面，都具有重要意义。 　　一、消费函数理论及模型假设 　　凯恩斯最早提出消费理论，他认为在既定的就业量水平下，社会总消费受收入、客观实际①及收入分配等因素影响[5]。凯恩斯假定居民的消费倾向仅取决于客观因素的改变，并在此基础上建立了绝对收入假说消费函数理论，函数表达式为：Ct=α+βYt 。杜森贝里在研究中发现消费者的消费行为具有“示范性”和“不可逆性”，即消费者的消费行为受所处平均收入环境影响和其前期消费水平影响，并在消费者消费行为后顾性的假定前提下提出相对收入假说。相对收入假设消费函数为：Ct=αYt+βCt-1 。与相对收入假说不同，莫迪利尼亚、布伦伯格和安杜假定消费者行为是前瞻的并提出了生命周期消费函数理论。该理论认为，消费者的消费决策不仅与当期收入有关，还受本人的年龄、所拥有的资产以及收入预期影响。考虑资产因素对消费支出的巨大影响，现期资产与滞后一期资产的差值可由滞后一期的收入与消费的差值近似地替代，因此生命周期假设消费函数可表示为：Ct=αYt+βCt-1+γYt-1 。而后，弗里德曼提出了持久收入假说消费函数理论，认为消费者的实际消费由其可预见的持久收入对应的持久消费和不可预见的瞬时收入决定的瞬时消费组成。在估算持久收入时，各期持久收入间的关系为：Ypt-Ypt-1=λ（Yt-Ypt-1） 。将瞬时消费归入随机扰动项，持久收入假设消费函数可表示为：Ct=αYt+βYt-1 。莫斯将持久收入视为经常收入的移动加权平均并结合持久收入假说加以讨论，得出适应性预期消费函数理论。该理论认为，消费者会根据经常收入的变化对其消费预测做出部分调整，适应性预期假设的消费函数可表示为：Ct=α+βYt+γCt-1 。 　　鉴于上述消费函数在很多领域都得到了验证，本文将其与我国旅游消费数据拟合，通过各个函数的拟合优度及其所表达的实际意义来判断其解释力，并在此基础上拓展，建立用于解释中国旅游者消费行为的消费函数理论。 　　二、我国城乡居民旅游消费函数的实证分析 　　（一）数据来源与处理 　　本文选取年我国城?l、城镇及农村居民人均旅游消费和可支配收入数据分别对上述消费函数理论进行实证检验。人均旅游消费和人均可支配收入统计数据来源于国家统计局网站，其中城乡居民人均可支配收入数据是由城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入加权求和得来的，各自的权重分别为两地区居民占我国居民总数的比重。根据我国居民人均旅游消费及可支配收入样本数据整理得出我国居民历年平均旅游消费倾向（ATPC）和边际旅游消费倾向（MTPC）[6]见表1。总体而言，较之城乡居民及城镇居民，我国农村居民边际旅游消费倾向存在较大波动，体现我国农村居民旅游消费决策对收入因素具有较高的弹性。长期来说，我国居民平均旅游消费倾向处于下降趋势，这验证了凯恩斯有效性需求不足的理论，农村居民平均旅游消费倾向降幅平缓，表明农村居民旅游消费需求意图明显。 　　（二）城乡居民旅游消费函数的计量经济模型 　　对中国居民旅游消费函数的研究，目前我国尚无可据以建立研究模型的成熟的消费理论作为支撑。因此，本文将以西方成熟的消费理论为依据，对我国城乡居民旅游消费历史统计数据进行拟合，从而验证西方消费函数对我国城乡居民旅游消费行为的解释度。通过上文对西方主流消费函数理论的梳理，可以建立表2所示消费函数计量经济模型。由表2 可知，除模型1属于古典的一元线性回归模型外，其他模型都考虑了滞后期因素对我国城乡居民当期旅游消费的影响。因此，对模型1采用普通最小二乘法（OLS）进行估计，对模型2到模型4采用两阶段最小二乘法（TSLS）进行估计。
　　（三）中国城乡居民旅游消费函数的实证分析 　　1.单位根检验 　　由于对非平稳时间序列直接进行回归会降低模型解释现实情况的有效性，因此，在回归分析之前需要检验序列的平稳性。检验时间序列平稳性最标准的方法是单位根检验，常见的检验方法有 ADF、DFGLS、PP等[7]。本文选择实际应用中最常见的ADF检验分别对上述6个时间序序列的平稳性进行检验，检验结果表明所有序列均为非平稳时间序列，需要对其差分项进行单位根检验，直至平稳方可结束。检验结果见表3，表中ADF统计量后的*、**和***分别表示对应差分序列在0.1、0.05和0.01的显著性水平下拒绝H0假设。城乡和城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列均为一阶单整，即TCt～I（1），YDt～I（1），CTCt～I（1），CYDt～I（1），可以对TCt和YDt，CTCt和CYDt分别进行协整回归。而NTCt～I（1），NYDt～I（2），两序列的单整阶数不同，不能直接进行协整回归。 　　2.我国旅游消费函数的建立与实证分析 　　（1）城乡居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国城乡居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型1采用OLS进行估计，模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表4。 　　根据表中参数估计结果的t检验值及方程拟合的判定系数得知，模型1、模型3和模型5可以更好地解释我国城乡居民旅游消费特征。进一步，对输出结果中的D.W.值进行分析。模型1的样本容量T和解释变量k分别为20和1，查D.W.分布表得出临界值dl=1.201，du=1.411。模型1的D.W.统计量落在[0，dl]内，可以判断模型1存在正自相关，即E（μtμt-1）≠0，模型1在阐释我国城乡居民旅游消费行为时有效性不足。当模型的解释变量中含有滞后项时，DW检验将不再有效，因此对于模型3和模型5，需要进行拉格朗日乘数检验，检验结果如表5所示。 　　就统计学意义来看，我国城乡居民旅游消费数据可以很好地拟合由生命周期假说指导下的模型3和理性预期假说指导下的模型5。通过对模型5进行分析，发现我国城乡居民旅游消费决策受当期可支配收入及滞后一期旅游消费影响显著，同时存在自发性旅游消费。模型5显示，我国城乡居民每增加1元收入，人均旅游消费将增加0.0142元，即我国城乡居民边际旅游消费倾向为0.0142元。然而对比表1相关数据得知，该模型低估了我国城乡居民旅游消费倾向。且通过对样本期内我国城乡居民人均旅游消费和人均可支配收入序列做交叉相关系数图发现，当期旅游消费与滞后一期人均可支配收入之间的相关关系较强，而模型5并没有考虑到这一因素。而对于模型3，我国城乡居民人均可支配收入每增加1元，旅游消费将增加0.1023元，较之模型5可以更好地描述我国城乡居民旅游消费倾向。模型3显示，我国城乡居民当期旅游消费和滞后一期人均可支配收入之间的偏相关系数为-0.1139，即前期人均可支配收入每增加1元，当期旅游消费将减少0.1139元，验证了我国居民总体在整体上呈现出较强的储蓄倾向。我国城乡居民前一期人均旅游消费每增加1元，当期旅游消费将增加1.0407元，体现了我国城乡居民旅游消费具有不可逆性，消费行为受其消费习惯影响较大。综上所述，生命周期假说指导下的消费函数模型在阐述我国宏观旅游消费行为时具有较强的解释力度。 　　（2）城镇居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入时间序列数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型1采用OLS进行估计，模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表6。 　　根据表中参数估计结果的t检验值及其方程拟合优度得知，方程1和方程5可以很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。进一步，?Ρ?6输出结果中的D.W.统计量进行分析。模型1的样本容量T和解释变量k分别为20和1，查D.W.分布表得出临界值dl=1.201，du=1.411。由于D.W.=0.6702，落在[0，dl]区间，可以判断模型1存在正的自相关，对我国城镇居民旅游消费行为特征的描述失效。而对于模型5，因其考虑了变量的滞后因素，需对其进行序列相关检验，检验结果如表7所示。 　　表7所示模型5 LM和ARCH LM检验表明，该模型残差既不存在序列相关性也不存在条件异方差性，能够很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。我国城镇居民旅游消费函数可表示为： 　　CTC=274.6CYD+0.5471CTC（-1）（3） 　　就模型5的统计学意义来看，我国城镇居民旅游消费数据可以很好地拟合理性预期假说指导下的消费函数模型。通过分析发现，当期收入因素及滞后一期消费因素对我国城镇居民当旅游消费决策存在显著的正向影响，同时城镇居民具有约270元的自发性旅游消费。具体而言，我国城镇居民平均每增加1元的可支配收入，旅游消费将增加0.0066元。然而，对比表1人均旅游消费倾向历年实际数据发现，模型5对我国城镇居民旅游消费倾向的估计过于保守。我国城镇居民前一期每增加1元旅游消费，当期旅游消费将增加0.5471元。由于样本期我国城镇居民人均旅游消费数据的一阶偏自相关系数为0.757，发现模型5对我国城镇居民前一期人均旅游消费对当期消费影响的估计亦过于保守。综上所述，模型5不能很好地解释我国城镇居民旅游消费特征，需要对模型进行改进。 　　众所周知，在一定的社会环境下，对我国居民旅游行为影响最大的制约因素为可支配收入和余暇。所谓余暇，是指人们在履行社会职责及各种生理时间支出后，由个人自由支配的时间[8]。由于城镇居民的工作生活相比农村居民在时间上更具系统性和结构性，其旅游行为较之农村居民更容易受时间因素的影响，因此在构建模型时应充分考虑闲暇因素的影响。通过整理我国历年放假安排，发现我国公休假和法定节假日的天数总量并未发生很大变化，而由于我国假期调休制度的实施，使得我国历年假期在时间分布上具有不同的均匀程度。本文通过得出历年公休假和法定假期的在时间上的分配和分布，并求出历年假期分布的变异系数（variable covariance）以此来表示我国历年假期分配均匀程度，VC值越大，表明我国假期在时间分配上越集中。通过对城镇居民人均旅游消费（CTC）、人均可支配收入（CYD）以及假期分布相对差异（VC）时间序列进行单位根检验，发现CTC～I1、CYD～I1且VC～I1，可以对三个时间序列进行协整检验。此处选择基于残差的EG两步法对上述时间序列进行协整检验，得出以下协整方程：
　　式（4）表示从长期看，收入和闲暇都对我国城镇居民旅游消费存在正向影响，且假期时间分布均匀度对旅游消费的影响远大于收入因素，表明当前假期制度下，我国城镇居民旅游消费行为最大的限制因素是闲暇时间的合理分配与否。城镇居民人均可支配收入每增加1元，旅游消费支出将增加0.0121元，而我国假期时间分配的相对差异每提高一个单位，城镇居民人均旅游消费支出将增加19.7744个单位。同时，我国城镇居民人均旅游消费存在620.7316元的自发性消费，显示我国城镇居民人均旅游消费及消费刚性均已达到较高水平。从短期来看，我国城镇居民旅游消费的波动可以分为三部分：一部分是可支配收入波动的影响；一部分是我国假期安排在时间上分配的影响；一部分是我国城镇居民人均旅游消费偏离长期均衡的影响。式（5）中误差修正项ECM的系数大小反映了对短期波动偏离长期均衡的调整力度，ECM的系数估计值为-0.4651，表明城镇居民人均可支配收入和闲暇时间分配均衡度在短期内偏离长期均衡水平的程度较大，而我国城镇居民人均旅游消费和人均可支配收入及余暇之间长期的均衡关系对短期波动带来的非均衡误差的自身修正能力较强。 　　（3）农村居民旅游消费函数的建立与实证分析。利用样本区间内我国农村居民人均旅游消费和纯收入统计数据对表1所示消费函数模型进行估计。对模型2至模型5采用TSLS进行估计，估计结果及各项检验值见表8。 　　根据表中参数估计结果的t检验值及其R2值可知，方程2、方程4和方程5都可以很好地解释我国城镇居民旅游消费特征。由于这三个模型都是考虑了滞后因素的影响，因此需要检验对应残差序列是否存在自相关性和条件异方差效应。检验结果如表9所示。 　　表9所示对模型2、模型4和模型5有关序列相关和条件异方差检验表明，三个模型的残差序列均已消除序列相关和条件异方差效应，能够对我国农村居民旅游消费行为进行解释。明确两模型对我国城乡居民旅游消费特征解释力度的强弱，需对三个模型进行深入的分析探讨。 　　就统计学意义来看，我国农村居民旅游消费数据可以很好地拟合相对收入假说指导下的模型2、持久收入假说指导下的模型4和理性预期假说指导下的模型5。根据模型4得知，我国农村居民每增加1元的纯收入，将减少0.1532元的旅游消费。对比表1历年边际旅游消费倾向发现，模型4对实际边际旅游消费倾向估计的有效性较低。根据模型2和模型5推导出我国农村居民平均旅游消费倾向函数表达式分别为： 　　根据表1数据对（9）式和（10）式进行分析：据（9）式所得我国农村居民平均旅游消费倾向的拟合值与实际值的残差平方和为0.，而（10）式所得残差平方和为0.。根据最小二乘估计原理得知，（10）式能更好地估计我国农村居民平均旅游消费倾向。综上所述，理性预期假说指导下的消费函数模型5能更好地解释我国农村居民旅游消费特征。模型5表示我国农村居民消费过程中存在自发性旅游消费，非收入水平因素对我国农村居民旅游消费行为的影响为42.2052元。农村居民每增加1元的纯收入，将有0.0281元用于增加旅游消费。滞后一期旅游消费较之同期收入对我国农村居民旅游消费决策的影响更大：农村居民每增加1元的滞后一期旅游消费，当期旅游消费将增加0.4509元。 　　三、结论与启示 　　本文在梳理西方经典消费理论的基础上，对我国城乡、城镇以及农村居民旅游消费行为进行了实证分析。结论如下： 　　（1）总体而言，同城镇居民相比，我国农村居民边际旅游消费倾向波动较明显，平均旅游消费倾向下降趋势较平缓，体现农村居民旅游消费需求相对较强且消费决策受收入因素影响较大。（2）我国城乡居民宏观旅游消费数据对生命周期消费假说下的消费函数模型拟合较好，农村居民旅游消费行为可以被理性预期假说消费函数理论更好地解释，而我国城镇居民消费行为不能被任何一个西方经典消费函数理论所解释，究其原因主要是相比可支配收入，我国城镇居民旅游消费决策更多地受闲暇时间所限制。（3）对我国城乡居民总体消费行为的实证分析表明，我国城乡居民旅游消费行为主要受当期收入因子和滞后一期消费因子的正向影响和滞后一期收入因素的负向影响的共同作用。具体而言，我国城乡居民旅游消费行为具有不可逆性，其消费决策受消费习惯的影响最大；当期和滞后一期收入因素对我国城乡居民旅游消费行为的影响力度大致一致，方向相反。我国城镇居民旅游消费行为不能被任何一个西方经典消费函数理论所解释，原因主要是因为我国带薪休假制度尚未落实，城镇居民旅游消费行为更多地受可任意支配时间影响。（4）通过协整回归并建立误差修正模型，发现我国城镇居民人均旅游消费、人均可支配收入和假期时间分配相对差异之间存在长期稳定的协整关系，同时这种长期均衡关系对自变量短期波动带来的因变量脱离均衡状态的偏离状态存在修正力度为-0.4561自我调整机制。我国农村居民旅游消费行为可以很好地被理性预期假说消费函数理论解释，主要受当期收入因素和滞后一期消费因素共同影响。由于我国城?l居民旅游消费行为具有不可逆性且农村居民具有较高的储蓄倾向，农村居民旅游消费习惯对旅游消费决策的影响比当期纯收入的影响更大。（5）综合分析我国城镇及农村旅游消费特征，发现两者均存在旅游自发性消费，而城镇居民旅游自发性消费比农村居民的14倍还多：一方面表明我国城镇居民旅游消费水平及消费刚性都较高；另一方面显示了我国农村居民较大的旅游消费潜力。 　　通过对上述结论得出以下启示：（1）随着经济发展和城乡一体化建设，我国部分农村居民和城镇居民在旅游消费行为上具有一定的相似性。但由于所处工作生活环境及生活方式的不同，我国城镇居民和农村居民总体在旅游消费决策制定上仍然存在巨大差异。因此，在研究我国居民旅游消费行为时仍需从宏观、农村居民以及城镇居民三个角度进行分析。（2）我国城乡居民作为一个消费整体，其旅游消费决策受个人滞后一期旅游消费水平影响最大，因此，一方面可以通过可获得的各影响因子统计数据预测未来我国城乡居民旅游消费水平；另一方面可以通过合理的短期促销活动为我国城乡居民旅游消费者提供高水平的旅游产品及服务。（3）我国城镇居民旅游消费行为受闲暇时间的影响远高于收入因素。因此，应逐步落实带薪休假制度，这对我国城镇居民的休闲生活及旅游产业的常态发展有百利而无一害。（4）我国农村居民自发性旅游消费水平与城镇居民相比较低，并且我国农村居民旅游消费行为主要受当期纯收入和滞后一期人均旅游消费水平所决定。因此，可以从两个角度刺激我国农村居民旅游消费需求：一方面通过逐步提高我国农村居民的收入水平解放可支配收入对农村居民旅游消费行为的束缚，从而释放我国农村居民强大的旅游消费需求；另一方面通过开展旅游产品及服务的推广活动，使农村居民在体验过程中逐步提高对旅游消费水平的期望，从而潜移默化地提高我国农村居民旅游消费水平。 　　注释： 　　① 此处客观实际概括为工资单位的改变、收入和净收入之间差额的改变、在计算净收入时没有计入的资本价值的以外变动、对时间折算的贴现率的改变以及财政政策的改变。 　　参考文献： 　　[1] 张金宝.经济条件、人口特征和风险偏好与城市家庭的旅游消费――基于国内24个城市的家庭调查[J].旅游学刊，2014（5）：31-39. 　　[2] 庞世明.中国旅游消费函数实证研究――兼与周文丽、李世平商榷[J].旅游学刊，2014（3）：31-39. 　　[3] 周文丽.西部典型区农村居民旅游消费特征及影响因素研究――以甘肃省农村居民为例[J].人文地理，2013（3）：148-153. 　　[4] 余凤龙，黄震方，方叶林.中国农村居民旅游消费特征与影响因素分析[J].地理研究，2013（8）：. 　　[5] [英]约翰?梅纳德?凯恩斯[M].高鸿业，译.北京：商务印书馆，. 　　[6] 王亮.对中国现有的几种边际消费倾向计算方法的评析[J].统计与信息论坛，）：28-32. 　　[7] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，5. 　　[8] 马惠娣，张景安.中国公众休闲状况调查[M].北京：中国经济出版社，2014（10）：6-8. 　　[9] 李雄军，曹飞.中国城乡居民消费差距与收入差距的误差修正模型研究[J].统计与信息论坛，）：64-68. 　　（责任编辑：周正）
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