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。
一) 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，即1998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 Hl： P值＜ 0.05时，存在协整协整检验结果HypothesizedFisher Stat.*Fisher Stat.*No. of CE(s)(from trace test)Prob.(from max-eigen test)Prob.0.0000**None36.840.000036.84*At most 136.840.000036.840.0000At most 217.470.001617.470.0016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 ausma n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二a +v+sr卩+yl卩+u，回归后i i i 1 i 2 i在做Hausman检验，结果如下：随机效应Hausman检验结果Chi-Sq StatisticChi- Sq d fProb.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 确立模型形式个体固定效应模型4.2.1 模型三种形式形式一形式二形式三y =B x +a + uit 1 it it it时刻固定效应模型 y二卩+P x +6 BTt+ uit 0 1 it t it个体时刻固定效应模型y二卩+P x + a +6 BT +u it 0 1 it it t t it4.2.2根据F检验确定上述三种形式之一 原假设：两个如下2=6n=an6 =6 =12a =a =„12卩邛2 =6 =6 =12邙=6nnF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(Sum squared resid)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= 0.29165 SSEu= 0.074256 SSEv= 0.024446 其中又有N=9, K=2, T=11计算的结果得： F2=8.7829 F1=-3.018 |F1|=3.018利用函数@qfdist(d,kl,k2)得至庐分布的临界值，其中d是临 界点，kl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)=l.669 Fl(l6,72)=l.786F2=8.7829> F2(24,72),拒绝Hl,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4-1 )4.3.1对模型进行估计 综上所述，城镇居民人均可支配收入、医疗支出对城镇居民的消 费进行估计应建立个体固定效应模型：xf =sr 0 +yl 0 +a +ui i 1 i 2 i i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， iia为每个省的固定效应i对模型进行最小二乘估计得：4-1-1 )xf=1.137+a +0.8016*sr +0.0579*yli i i i(6.9877 ) (26.33) (3.019) R2=0.993 D-W=0.8411各省份的截距项山西a-0.034黑龙江a .-0.029河南a .-0.059i内蒙古a「0.0127i安徽a「0.020i湖北a0.052吉林a i 10.025江西a i 1-0.043湖南a i 10.055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，其本期往往受后值影响，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：xf =sr B +yl B + xf (-1)0 +a +u (4-2 )i i 1 i 2 i 3 i i 在对模型进行估计，其结果如下：八xf=0.796+a +0.443*sr +0.0595*yl+0.413* xf (-1) (4-2-2 )i i i 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a-0.025黑龙江a .-0.021河南a .-0.038内家古a0。