人均可支配收入、医疗支出对消费的实证分析

人均可支配收入、医疗支出对消费的实证分析——基于1999-2009年中部地区数据摘要：根据GDP=C+G+I+(X-M)拉动经济增长的三驾马车中，消费的动力越来越大，如何扩大内需，增加居民消费成为了宏观调控的另一目标。本文利用1999-2009年九个省份的数据，建立面板数据模型，从收入和医疗对中部九个省份的消费进行实证分析，得消费受人均收入，医疗的影响，各省之间存在自发消费差异。关键词：城镇居民人均可支配收入城镇居民人均医疗支出消费固定效应消费、投资和进出口是拉动经济增长的“三驾”马车，其中消费不但对经济增长具有关键性的影响，而且可以进一步吸引投资，提高投资率，存进经济新一轮发展，尤其是在当代中国经济增长处于急需消费的快速增加来加以拉动的特殊时期，扩大消费需求，尤其是居民的消费需要意义重大。提高居民消费的“硬件因素”是居民可支配收入，“软件因素”为社会福利的改善。消费是享受社会成果分配的过程，社会成员享受社会成果分配的渠道主要包括个人收入分配和社会公共福利分配，个人收入分配为资源的初次分配，社会公共福利分配为再次分配。一般而言，收入消费效益大于社会公共福利消费效益，但同时社会福利效应影响着收入效应。文献综述国内外学者对消费的研究很多，早期研究大多是从收入对消费影响的视角出发的，最具代表性的观点有：凯恩斯提出绝对收入假说，认为人们的消费会随着收入的增加而增加但消费的增加不及收入增加的多。杜森贝里提出了相对收入假说，认为消费存在“示范效应”和“棘轮效应”，而且短期消费函数与长期消费函数不同。莫迪利阿尼则是生命周期假说的主要代表人物之一，他认为人们总是试图把自己一生的全部收入在消费和投资之间做最佳分配，从而获得最大效用。弗里德曼的持久收入理论认为，消费者的消费支出由可以预期到的持久收入决定。随着社会的发展，影响消费的因素不再简单的只是收入因素，还有很多其他的软因素和隐性因素。娄峰和李雪松在绝对收入消费理论的基础上，利用1991〜2005年我国的分省面板数据，建立了动态半参数面板数据模型，通过分析认为城镇居民收入是决定城镇居民消费的最主要因素，消费的“棘轮效应”显著，收入差距对城镇居民消费具有显著的负向影响。范金（2009）等学者从地方性政府投资性支出结构出发研究其对城乡居民消费的影响得出地方政府投资性支出会对居民消费产生挤出效应，且其显著性水平城镇和农村不同。消费结构、经济转型、制度变迁因素会影响居民的消费（郧彦辉，2011）；任碧云、梁垂芳（2011）基于1978年至2009年的经验数据检验，发现货币供应量对居民消费价格指数和房屋销售价格指数的影响较为显著居民消费价格指数与房屋销售价格指数会此消彼长并且货币供应量对居民消费价格指数的影响存在半年到一年的滞后期。消费差距引起的社会不平等问题日益受备受关注，纪江明（2010）从政府公共福利投入及其公平性出发，从理论和实证的角度分析公共福利投入水平公平性对居民消费的影响。结果显示公共福利支出的增加与居民消费是互补的关系，也即增强公共福利支出的公平性可以刺激居民消费支出。本文从居民可支配收入和医疗社会福利出发，对中部地区九个省份（山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、湖南、湖北、河南、江西）的消费进行研究，利用1999-2009年九个省份的数据，建立固定效应面板数据模型，通过分析认为可支配收入是决定居民消费的主要因素，医疗等有相同社会福利对居民消费的影响越来越大。（二）实证检验数据

2.1原始数据本文选取的数据为我国1999-2009年度中部九个省份各城镇居民消费支出和人均可支配收入，数据均来源于各省份统计年鉴。模型变量为城镇居民人均可支配收入、人均医疗支出、城镇人均消费。2.2检验目的本文通过对中部九省份面板数据的实证分析，得出人均可支配收入、医疗对城镇居民消费的影响，具体概括为：（1） 估计城镇居民消费是否受城镇医疗支出的影响，如果有影响，显著性有多大（2） 各城镇居民自发消费水平是否一致（三）变量间的相关性3.1数据平解为消除物价对变量的影响，利用价格指数进行调整，以1998年为基期，^叮998年价格指数为100，根据一下各公式平解变量数据，具体数据见附件。去价格指数城镇人均可支配收入=城镇居民人均可支配收入

年度平解的价格指数*100去价格指数城镇人均消费=城镇居民人均消费

去价格指数城镇人均可支配收入=城镇居民人均可支配收入

年度平解的价格指数*100去价格指数城镇人均消费=城镇居民人均消费

年度平解的价格指数*100去价格指数城镇人均医疗支出=城镇居民人均医疗支出

年度平解的价格指数*1003.2平稳性检验因样本数据比较大，先对数据就行取对数，运用计量经济软件Eviews6.0,对取对数样本数据进行单位根检验，本文采取ADF检验，同时确定临界值为10%，检验结果如表一：结果显示，本文选取的消费（xf）、可支配收入Sr）、医疗（yl）样本均为平稳变量。表一 平稳性检验结果变量ADF检验值概率平稳性消费（xf）27.4650.0707平稳可支配收入（sr）31.0240.0286平稳医疗（yl）37.2060.0049平稳3.3协整分析在对模型进行估计时，如果变量之间不存在协整关系，则改回归为伪回归，因而在对面板数据进行回归前，得事先确认变量之间的协整关系。运用Eviews6.0,对上述平稳性变量进行协整分析，协整的结果见表二原假设 H0：P值＞0.05时，不存在协整备择假设 H1：P值＜0.05时，存在协整协整检验结果HypothesizedFisherStat.*FisherStat.*No.ofCE(s)(fromtracetest)Prob.(frommax-eigentest)Prob.0.0000**None36.840.000036.84*Atmost136.840.000036.840.0000Atmost217.470.001617.470.0016从表2的结果显示，P值小于0.05，拒绝原假设，接受备择假设，即变量之间存在协整关系。（四）构建模型并实证分析4.1确定模型得影响形式 ausman检验城镇人均可支配收入、医疗支出对城镇居民消费的随机效应Hausman检验，其原假设为应建立随机效应模型，备择假设为应建立固定效应模型；先建立随机效应模型：xf=a+v.+sr.6]+yl.62+u，回归后在做Hausman检验，结果如下：随机效应Hausman检验结果Chi-SqStatisticChi-SqdfProb.跨截面随机6.75345820.0342**注：加“*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设而接受备择假设从结果显示，P值小于0.05，拒绝原假设，接受被贼假设，应建立固定效应模型。4.2确立模型形式4.2.1模型三种形式形式一：个体固定效应模型 yit邛]Xit+ait+u.t形式二：时刻固定效应模型 yit邛。+6ixit+6tBTt+、形式三：个体时刻固定效应模型y邛+Px+a+6BT+uit0 1ititttit4.2.2根据F检验确定上述三种形式之一原假设：两个如下H0 61邛2=……邛nTOC\o"1-5"\h\z6=6 =61 2 na=a =a12 nH1 61=62=……邛n6=6 =612 nF统计量的定义：F2=[(SSEr-SSEu)/[(n-1)(k+1))]/[SSEu/(NT-n(k+1))]~F((n-1)(k+1),NT-n(k+1))F1=[(SSEv-SSEu)/(n-1)k]/[SSEu/(NT-n(k+1))]~F((n-1)k,NT-n(k+1))其中，SSEr，SSEu,SSEv分别表示约束模型(个体时刻固定效应模型的)，非约束模型(个体固定效应模型的)非约束模型(时刻固体效应模型)的残差平方和(Sumsquaredresid)o非约束模型比约束模型多了T-1个被估参数。需要指出的是：当模型中含有k个解释变量时，F统计量的分母自由度是NT-T-k。通过对F统计量我们将可选择准确、最佳的估计模型。分别对以上三种模型作估计得：SSEr=0.29165SSEu=0.074256SSEv=0.024446其中又有N=9,K=2，T=11F1=-3.018=3.018F1计算的结果得:F2=8.7829

F1=-3.018=3.018F1计算的结果得:利用函数@qfdist(d,k1,k2)得到F分布的临界值，其中d是临界点，k1和k2是自由度。在给定5%的显著性水平下(d=0.95)，得到相应的临界值为：F2(24,72)=1.669 F1(16,72)=1.786F2=8.7829>F2(24,72),拒绝H1,且|F1|=3.018>F1(16,72)，所以也拒绝H0，因此该模型应采用个体固定效应模型最佳。4.3.1对模型进行估计(4-1)(4-1)xf=srB+ylB+a+uii1i2ii其中xf表示城镇居民人均消费支出，yl.表示城镇居民人均医疗支出，ai为每个省的固定效应。 1对模型进行最小二乘估计得："xf=1.137+a+0.8016*sr+0.0579*ylii i i山西。-0.034黑龙江a山西。-0.034黑龙江a-0.029河南a-0.059 i 内蒙古a,0.0127 i 安徽a,0.020 i 湖北a,0.052吉林。 i 0.025江西a i -0.043湖南a i 0.055D-W=0.8411各省份的截距项根据上述估计的结果，DW=0.8411比较的小于2,因而这模型可能还存在正自相关。自相关的原因有纯自相关和非纯自相关，纯子相关产生的原因是变量序列存在自相关，其本期彳主彳主受后值影响，突出特征就是惯性和低灵敏度，非纯自相关一种是模型得数学形式不妥;本文建立的模型有一定的经济理论依据，因而该情况是可以忽略的，另一种是回归模型中略去了带有自相关的重要解释变量。根据现实理论经济依据，影响居民消费的因素有很多，本模型中只考虑了两个影响因素，因而可能是因为忽略了一些很重要的解释变量。4.3.2对模型修正：根据前人对消费的研究，居民消费一般存在“棘轮效应”，因而在模型中加入消费的一阶滞后，模型为：TOC\o"1-5"\h\zxf=srB+ylB+xf（-1）B+a+u （4-2）ii1i2 i 3ii在对模型进行估计，其结果如下："xf=0.796+a+0.443*sr+0.0595*yl+0.413*xf（-1） （4-2-2）iii i i(4.143) (5.866) (2.341) (5.268)R2=0.9936 D-W=1.67各省份的固定效应山西。-0.025黑龙江a-0.021河南a-0.038 i 内蒙古a:0.022 i 安徽a,0.015 i 湖北a,0.026吉林。0.012江西a.-0.014湖南a.0.023从输出的结果看，D-W值为1.67,接近2，因而说明模型得到了修正。同时对各解释变量系数进行显著性检验，通过查表得，各系数都是显著的；R2=0.9936，说明样本回归直线对样本点的拟合优度很高，模型显著。其中B1=0.443,它表示收入的边际消费倾向，虽然与理论值有些偏差，但还是与现实经济理论相符的邙2=0.0595为医疗边际消费倾向，且与消费存在正相关，社会福利支出可以为消费提供无后顾之忧的担保，医疗支出作为一种社会福利性支出，因而可以促进消费的增长，B2表示每增加一个单位的医疗支出，可促进消费0.0595个单位，与现实经济理论相符；B3=0.413是消费的“棘轮效应”倾向，在短期内，人的消费是不理性的，受消费行为习惯的影响，艮“棘轮效应”，它表示前期的消费会对本期消费产生影响，当前期消费一个单位时会促使本期消费多支出0.413个单位。模型（4-2）为个体固定效应模型，是变截距项模型，各省的回归模型截距项不同，解释变量的显著性系数相同，其中各省截距项为0.796+ai，它表示的经济含义为各省的自发消费水平，因各省份的经济水平和消费文化不同，所以其自发消费水平也不同，从估计的结果看，自发消费最高的是湖北省，湖南居二位，自发消费最低的是河南省，其次为山西省。湖北、湖南是中部经济相对发达的省份，且两者地理位置相邻，消费文化也没多大差异，因而自发消费水平相当，分别为0.822,0.819；河南省为平原地区，经济水平居中，但其消费文化和其他省份的有着很大的差异，自发消费水平比较低；山西是产煤大省，贫富差距很大，人居自发消费水平受到抑制。（五）结论及建议本文通过建立面板数据模型分析了我国中部地区九个省份的消费与居民可支配收入和医疗支出的影响关系，得出如下结论：城镇居民收入，医疗支出对居民消费的影响用固定效应模型估计，其结果是收入和医疗与消费存在正自相关。但同时本期消费也受前期消费的影响，存在“棘轮效应”。在短期内，各省份的消费文化是不变，同时也受经济水平的影响，模型存在个体固定效应。各省份的自发消费水平不同。基于