人均可支配收入、醫(yī)療支出對消費的實證分析

人均可支配收入、醫(yī)療支出對消費的實證分析——基于1999-2009年中部地區(qū)數(shù)據(jù)摘要：根據(jù)GDP=C+G+I+(X-M)拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車中，消費的動力越來越大，如何擴大內(nèi)需，增加居民消費成為了宏觀調(diào)控的另一目標(biāo)。本文利用1999-2009年九個省份的數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，從收入和醫(yī)療對中部九個省份的消費進行實證分析，得消費受人均收入，醫(yī)療的影響，各省之間存在自發(fā)消費差異。關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療支出消費固定效應(yīng)消費、投資和進出口是拉動經(jīng)濟增長的“三駕”馬車，其中消費不但對經(jīng)濟增長具有關(guān)鍵性的影響，而且可以進一步吸引投資，提高投資率，存進經(jīng)濟新一輪發(fā)展，尤其是在當(dāng)代中國經(jīng)濟增長處于急需消費的快速增加來加以拉動的特殊時期，擴大消費需求，尤其是居民的消費需要意義重大。提高居民消費的“硬件因素”是居民可支配收入，“軟件因素”為社會福利的改善。消費是享受社會成果分配的過程，社會成員享受社會成果分配的渠道主要包括個人收入分配和社會公共福利分配，個人收入分配為資源的初次分配，社會公共福利分配為再次分配。一般而言，收入消費效益大于社會公共福利消費效益，但同時社會福利效應(yīng)影響著收入效應(yīng)。文獻綜述國內(nèi)外學(xué)者對消費的研究很多，早期研究大多是從收入對消費影響的視角出發(fā)的，最具代表性的觀點有：凱恩斯提出絕對收入假說，認(rèn)為人們的消費會隨著收入的增加而增加但消費的增加不及收入增加的多。杜森貝里提出了相對收入假說，認(rèn)為消費存在“示范效應(yīng)”和“棘輪效應(yīng)”，而且短期消費函數(shù)與長期消費函數(shù)不同。莫迪利阿尼則是生命周期假說的主要代表人物之一，他認(rèn)為人們總是試圖把自己一生的全部收入在消費和投資之間做最佳分配，從而獲得最大效用。弗里德曼的持久收入理論認(rèn)為，消費者的消費支出由可以預(yù)期到的持久收入決定。隨著社會的發(fā)展，影響消費的因素不再簡單的只是收入因素，還有很多其他的軟因素和隱性因素。婁峰和李雪松在絕對收入消費理論的基礎(chǔ)上，利用1991?2005年我國的分省面板數(shù)據(jù)，建立了動態(tài)半?yún)?shù)面板數(shù)據(jù)模型，通過分析認(rèn)為城鎮(zhèn)居民收入是決定城鎮(zhèn)居民消費的最主要因素，消費的“棘輪效應(yīng)”顯著，收入差距對城鎮(zhèn)居民消費具有顯著的負(fù)向影響。范金（2009）等學(xué)者從地方性政府投資性支出結(jié)構(gòu)出發(fā)研究其對城鄉(xiāng)居民消費的影響得出地方政府投資性支出會對居民消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，且其顯著性水平城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同。消費結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、制度變遷因素會影響居民的消費（鄖彥輝，2011）；任碧云、梁垂芳（2011）基于1978年至2009年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)檢驗，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)和房屋銷售價格指數(shù)的影響較為顯著居民消費價格指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)會此消彼長并且貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)的影響存在半年到一年的滯后期。消費差距引起的社會不平等問題日益受備受關(guān)注，紀(jì)江明（2010）從政府公共福利投入及其公平性出發(fā)，從理論和實證的角度分析公共福利投入水平公平性對居民消費的影響。結(jié)果顯示公共福利支出的增加與居民消費是互補的關(guān)系，也即增強公共福利支出的公平性可以刺激居民消費支出。本文從居民可支配收入和醫(yī)療社會福利出發(fā)，對中部地區(qū)九個省份（山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、湖南、湖北、河南、江西）的消費進行研究，利用1999-2009年九個省份的數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，通過分析認(rèn)為可支配收入是決定居民消費的主要因素，醫(yī)療等有相同社會福利對居民消費的影響越來越大。（二）實證檢驗數(shù)據(jù)

2.1原始數(shù)據(jù)本文選取的數(shù)據(jù)為我國1999-2009年度中部九個省份各城鎮(zhèn)居民消費支出和人均可支配收入，數(shù)據(jù)均來源于各省份統(tǒng)計年鑒。模型變量為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均醫(yī)療支出、城鎮(zhèn)人均消費。2.2檢驗?zāi)康谋疚耐ㄟ^對中部九省份面板數(shù)據(jù)的實證分析，得出人均可支配收入、醫(yī)療對城鎮(zhèn)居民消費的影響，具體概括為：（1） 估計城鎮(zhèn)居民消費是否受城鎮(zhèn)醫(yī)療支出的影響，如果有影響，顯著性有多大（2） 各城鎮(zhèn)居民自發(fā)消費水平是否一致（三）變量間的相關(guān)性3.1數(shù)據(jù)平解為消除物價對變量的影響，利用價格指數(shù)進行調(diào)整，以1998年為基期，^叮998年價格指數(shù)為100，根據(jù)一下各公式平解變量數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)見附件。去價格指數(shù)城鎮(zhèn)人均可支配收入=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

年度平解的價格指數(shù)*100去價格指數(shù)城鎮(zhèn)人均消費=城鎮(zhèn)居民人均消費

去價格指數(shù)城鎮(zhèn)人均可支配收入=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

年度平解的價格指數(shù)*100去價格指數(shù)城鎮(zhèn)人均消費=城鎮(zhèn)居民人均消費

年度平解的價格指數(shù)*100去價格指數(shù)城鎮(zhèn)人均醫(yī)療支出=城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療支出

年度平解的價格指數(shù)*1003.2平穩(wěn)性檢驗因樣本數(shù)據(jù)比較大，先對數(shù)據(jù)就行取對數(shù)，運用計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0,對取對數(shù)樣本數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，本文采取ADF檢驗，同時確定臨界值為10%，檢驗結(jié)果如表一：結(jié)果顯示，本文選取的消費（xf）、可支配收入Sr）、醫(yī)療（yl）樣本均為平穩(wěn)變量。表一 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量ADF檢驗值概率平穩(wěn)性消費（xf）27.4650.0707平穩(wěn)可支配收入（sr）31.0240.0286平穩(wěn)醫(yī)療（yl）37.2060.0049平穩(wěn)3.3協(xié)整分析在對模型進行估計時，如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，則改回歸為偽回歸，因而在對面板數(shù)據(jù)進行回歸前，得事先確認(rèn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。運用Eviews6.0,對上述平穩(wěn)性變量進行協(xié)整分析，協(xié)整的結(jié)果見表二原假設(shè) H0：P值＞0.05時，不存在協(xié)整備擇假設(shè) H1：P值＜0.05時，存在協(xié)整協(xié)整檢驗結(jié)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從表2的結(jié)果顯示，P值小于0.05，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。（四）構(gòu)建模型并實證分析4.1確定模型得影響形式 ausman檢驗城鎮(zhèn)人均可支配收入、醫(yī)療支出對城鎮(zhèn)居民消費的隨機效應(yīng)Hausman檢驗，其原假設(shè)為應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型，備擇假設(shè)為應(yīng)建立固定效應(yīng)模型；先建立隨機效應(yīng)模型：xf=a+v.+sr.6]+yl.62+u，回歸后在做Hausman檢驗，結(jié)果如下：隨機效應(yīng)Hausman檢驗結(jié)果Chi-SqStatisticChi-SqdfProb.跨截面隨機6.75345820.0342**注：加“*”表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)而接受備擇假設(shè)從結(jié)果顯示，P值小于0.05，拒絕原假設(shè)，接受被賊假設(shè)，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。4.2確立模型形式4.2.1模型三種形式形式一：個體固定效應(yīng)模型 yit邛]Xit+ait+u.t形式二：時刻固定效應(yīng)模型 yit邛。+6ixit+6tBTt+、形式三：個體時刻固定效應(yīng)模型y邛+Px+a+6BT+uit0 1ititttit4.2.2根據(jù)F檢驗確定上述三種形式之一原假設(shè)：兩個如下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統(tǒng)計量的定義：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分別表示約束模型(個體時刻固定效應(yīng)模型的)，非約束模型(個體固定效應(yīng)模型的)非約束模型(時刻固體效應(yīng)模型)的殘差平方和(Sumsquaredresid)o非約束模型比約束模型多了T-1個被估參數(shù)。需要指出的是：當(dāng)模型中含有k個解釋變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量的分母自由度是NT-T-k。通過對F統(tǒng)計量我們將可選擇準(zhǔn)確、最佳的估計模型。分別對以上三種模型作估計得：SSEr=0.29165SSEu=0.074256SSEv=0.024446其中又有N=9,K=2，T=11F1=-3.018=3.018F1計算的結(jié)果得:F2=8.7829

F1=-3.018=3.018F1計算的結(jié)果得:利用函數(shù)@qfdist(d,k1,k2)得到F分布的臨界值，其中d是臨界點，k1和k2是自由度。在給定5%的顯著性水平下(d=0.95)，得到相應(yīng)的臨界值為：F2(24,72)=1.669 F1(16,72)=1.786F2=8.7829>F2(24,72),拒絕H1,且|F1|=3.018>F1(16,72)，所以也拒絕H0，因此該模型應(yīng)采用個體固定效應(yīng)模型最佳。4.3.1對模型進行估計(4-1)(4-1)xf=srB+ylB+a+uii1i2ii其中xf表示城鎮(zhèn)居民人均消費支出，yl.表示城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療支出，ai為每個省的固定效應(yīng)。 1對模型進行最小二乘估計得："xf=1.137+a+0.8016*sr+0.0579*ylii i i山西。-0.034黑龍江a山西。-0.034黑龍江a-0.029河南a-0.059 i 內(nèi)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各省份的截距項根據(jù)上述估計的結(jié)果，DW=0.8411比較的小于2,因而這模型可能還存在正自相關(guān)。自相關(guān)的原因有純自相關(guān)和非純自相關(guān)，純子相關(guān)產(chǎn)生的原因是變量序列存在自相關(guān)，其本期彳主彳主受后值影響，突出特征就是慣性和低靈敏度，非純自相關(guān)一種是模型得數(shù)學(xué)形式不妥;本文建立的模型有一定的經(jīng)濟理論依據(jù)，因而該情況是可以忽略的，另一種是回歸模型中略去了帶有自相關(guān)的重要解釋變量。根據(jù)現(xiàn)實理論經(jīng)濟依據(jù)，影響居民消費的因素有很多，本模型中只考慮了兩個影響因素，因而可能是因為忽略了一些很重要的解釋變量。4.3.2對模型修正：根據(jù)前人對消費的研究，居民消費一般存在“棘輪效應(yīng)”，因而在模型中加入消費的一階滯后，模型為：TOC\o"1-5"\h\zxf=srB+ylB+xf（-1）B+a+u （4-2）ii1i2 i 3ii在對模型進行估計，其結(jié)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各省份的固定效應(yīng)山西。-0.025黑龍江a-0.021河南a-0.038 i 內(nèi)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從輸出的結(jié)果看，D-W值為1.67,接近2，因而說明模型得到了修正。同時對各解釋變量系數(shù)進行顯著性檢驗，通過查表得，各系數(shù)都是顯著的；R2=0.9936，說明樣本回歸直線對樣本點的擬合優(yōu)度很高，模型顯著。其中B1=0.443,它表示收入的邊際消費傾向，雖然與理論值有些偏差，但還是與現(xiàn)實經(jīng)濟理論相符的邙2=0.0595為醫(yī)療邊際消費傾向，且與消費存在正相關(guān)，社會福利支出可以為消費提供無后顧之憂的擔(dān)保，醫(yī)療支出作為一種社會福利性支出，因而可以促進消費的增長，B2表示每增加一個單位的醫(yī)療支出，可促進消費0.0595個單位，與現(xiàn)實經(jīng)濟理論相符；B3=0.413是消費的“棘輪效應(yīng)”傾向，在短期內(nèi)，人的消費是不理性的，受消費行為習(xí)慣的影響，艮“棘輪效應(yīng)”，它表示前期的消費會對本期消費產(chǎn)生影響，當(dāng)前期消費一個單位時會促使本期消費多支出0.413個單位。模型（4-2）為個體固定效應(yīng)模型，是變截距項模型，各省的回歸模型截距項不同，解釋變量的顯著性系數(shù)相同，其中各省截距項為0.796+ai，它表示的經(jīng)濟含義為各省的自發(fā)消費水平，因各省份的經(jīng)濟水平和消費文化不同，所以其自發(fā)消費水平也不同，從估計的結(jié)果看，自發(fā)消費最高的是湖北省，湖南居二位，自發(fā)消費最低的是河南省，其次為山西省。湖北、湖南是中部經(jīng)濟相對發(fā)達(dá)的省份，且兩者地理位置相鄰，消費文化也沒多大差異，因而自發(fā)消費水平相當(dāng)，分別為0.822,0.819；河南省為平原地區(qū)，經(jīng)濟水平居中，但其消費文化和其他省份的有著很大的差異，自發(fā)消費水平比較低；山西是產(chǎn)煤大省，貧富差距很大，人居自發(fā)消費水平受到抑制。（五）結(jié)論及建議本文通過建立面板數(shù)據(jù)模型分析了我國中部地區(qū)九個省份的消費與居民可支配收入和醫(yī)療支出的影響關(guān)系，得出如下結(jié)論：城鎮(zhèn)居民收入，醫(yī)療支出對居民消費的影響用固定效應(yīng)模型估計，其結(jié)果是收入和醫(yī)療與消費存在正自相關(guān)。但同時本期消費也受前期消費的影響，存在“棘輪效應(yīng)”。在短期內(nèi)，各省份的消費文化是不變，同時也受經(jīng)濟水平的影響，模型存在個體固定效應(yīng)。各省份的自發(fā)消費水平不同?；?/p>