如果我们把观察期由一天延长到一个星期，那么这将有助于减少我们这个简单的例子中的错误成分——这些错误成分是由收入与消费这两个不恰当的概念的使用所带来的。这一专题著作的中心议题就在千：长如一年的这样一个时期的使用，并不能使实际数据中的错误成分具有可忽略性，更不用说完全消除了。大体上看，从这样的年数据中所得到的结果与我们的简单例子中的结果是相符合的：当记录收入为零时，记录消费的平均值是一个正数，且收入中用于储蓄的份额随收入的增加而增加。如果这一专题著作的中心思想是正确的，那么这些结果也可以通过同样的方法而得到解释。这些结果也反映了收入与消费这两个不恰当的概念的使用情况。
与此相对应，我们所要进行的分析对下面两种收入作了严格的区分；一种是记录的收入，我们将它称之为测得收入；另一种是消费者使其行为与之相一致的收入，我们将它称之为永久性收入。而且，同样，我们也对测得消费与永久性消费作了严格的区分。对于永久性收入这一概念来说，如果借助于上述一般性的词语则很好表述，但若要给予准确的定义则很困难。永久性收入是无法直接观察的，它必须从消费单位的行为中椎导出来．而且，这对于永久性消费及其与永久性收入之间的关系来说也同样如此。
在这一专题著作中，弗里德曼对大量的实证材料所作的广泛研究表明：完全出于理论上的考虑而提出的永久性消费与永久性收入之间的一种相当简单的关系，是与这些实证材料相一致的。永久性消费与永久性收入之间的这种简单关系就是：永久性消费与永久性收入之间的比率对于所有的永久性收入水平来说都是相同的，但它还取决于其它变量，如利率，财富与收入的比率等。消费与收入之间的比率将随收入的增加而下降这一广为接受的观点，可以完全通过我们的例子中所测量的因素而得到解释。
我们在永久性收入的含义问题上的结论是无法这样简单地阐述清楚的。我们可以把影响消费者所得的因素想象为具有多种时间维数：某些因素对所得的影响只有一天；其它因素对所得的影响时间为一个星期，一年，二年，等等。我们已经通过两分法而对这一闭联集作出了近似估计。那些影响时间少于某一标准的因素被看作是暂时性的，而那些影响时间持续较长的因素则被看作是永久性的。这一时间标准被称为单位消费者的水平线。许多不同的证据证明了这一高度尝试性的结论：如此定义的这一水平线大约为3年。
按照我们对这些证据的解释，单位消费者的收入中的暂时性构成要素并不会影响到该单位消费者的消费水平，除非出现了这样的情况；这些暂时性的构成要素被转换为持续时间超过该单位消费者的水平线的永久性因素。单位消费者的消费水平是由较长时期的收入情况及直接影响到消费的暂时性因素所共同决定的。收入的暂时性构成要素主要将通过单位消费者的资产与负债的变动（即测得储蓄的变动）而表现出来。
对消费数据的这一解释方式及它所导出的这一特殊假说有着深刻的含义。本篇的其余部分将更为正式地阐述这一假说，并对用来支持该假说的经验证据加以概括。同时还要对由该假说所推导出来的消费者行为的一般情况加以描述，并对该假说所具有的研究意义、经济理解意义及经济政策意义加以论述。
1．该假说的概述
对每一个单位消费者来说，永久性收入这一假说可以通过由3个简单方程所组成的这一方程体系来予以概括：
cpω
,μ） yp
（α）
y＝yp＋yi
（β）
c＝cp ＋ei
（γ）
方程（α）说明：有计划的或曰永久性的消费（cp）是有计划的或曰永久性的收入（yp）的一个份额（k）。它不仅取决于永久性收入的大小。而且还取决于其它一些变量，特别是利率（i）；非人力财富与收入的比率（w）;及其它一些影响单位消费者对当前消费与积累财富（μ）的偏好的因素，如收入的取得中所存在的不确定程度，该单位消费者的年龄及这一年龄所决定的某些特征；还有文化方面的客观因素，如种族或国籍等。这是一个再简单不过的方程，而且似乎符合于下一部分中所阐述的纯消费行为理论。
方程（β）与（γ）说明：测得收入（y）与测得消费（c）都可以看作是由两个部分所组成：（1）方程（α）中所包含的永久性要素（cp与yp）；（2）暂时性要素及测量误差。这些暂时性要素反映了单位消费者所认为的偶然或随机因素的影响。正如这些方程本身所示，它们并不具有任何实质性的内容；它们完全是定义性的。
我们永远也无法对单位消费者的永久性收入与消费进行直接的观察；我们只能对其花费与所得进行事后考察。然而。如果我们接受了关于永久性要素与暂时性要素之间相互关系的某些假设，那么我们将可以从观测到的数据中推导出某些家庭的永久性要素情况。我们所作的这些特殊的假设是：消费与收入中的这些暂时性要素可以被看作是与相应的永久性要素不相关的，且它们彼此之间也是不相关的。这些假设正是该专题著作中所阐述的这一假说的关键所在。此外，我们有时假定消费与收入的暂时性要素的均值为零。这对于该假说并不十分重要，我们这样做的目的仅仅是为了某些特定的应用上的方便与简化。
这些假设为方程（β）与（γ）注入了实质性的内容。这样一来，方程（α），（β），（γ）便具有了新的含义：这一方程体系反映了测得消费与测得收人之间的一种测得的回归关系。在这一回归关系下，消费与收入的比率将随测得收入的增加而下降——正如我们那个简单的、介绍性的例子中所出现的情况一样，而且原因相同。这一方程体系还包含了测得消费相对于测得收入的估算弹性。这一估算弹性与由永久任要素（py）所引起的收入（与问题有关的那一类收入）的总变动份额成比例。同时，这一估算弹性还代表了回归系数的大小。这一回归系数不仅取决于收入与消费的永久性要素及暂时性要素的平均水平，还取决于影响k的那些变量。永久性收入均值的增加及k的增大将使得回归系数增大。这样一来，弹性的变动及回归系数的变动不一定意味着消费者在当前消费与积累财富的兴趣与偏好方面的变化，也不一定意味着当前消费与积累财富两种方式间互换的可能性方面的变化。相反，它们仅仅反映了收入分配的某些特征方面的变化。消费者行为的变化这一现象，可能不过是收入结构的变化这一事实的虚假表像。
为了便于说明，我们采用了算术形式来对该假说加以描述。然而下面我们要有所变动：保留方程（α），但以某些相似的对数形式来替换方程（β）与（γ）中的各项；并假定收入与消费的暂时性要素的对数形式与收入及消费之间，与相应的永久性要素的对数形式之间的相关系数为零。这种对数变换与算术变换相比似乎更符合经验证据的要求，而且也是我们在前面几章的实证研究中一直采用的方法。其含义与算术变换的含义基本相同。这是因为前一种变换可以被看作是后一种变换的第一近似，而且对该假说含义所作的各种文字表述中的绝大部分都同样地适合于这两者。对数变换的优点在于它使得该假说的含义能够在更大的范围内得以成立。
总消费与总收入之间的相互关系，不仅取决于各单位消费者的总消费函数，而且取决于单位消费者的分布情况。这是因为这些变量将对各单位消费者的行为产生影响，然而，为了简化假说，总消费函数与个人消费函数采用了同样的形式，从而同样可以通过方程（α），（β），及（γ）来描述，所不同的是，决定永久性消费与永久性收入之比率的变量（用k*表示，以示总量）不同。对于总消费函数来说，决定永久性消费与永久性收入之比率的那些变量包括如下几方面的因素：单位消费者的分布情况
（由（i,ω,与μ所决定）；及这些分布的一些概括性数值，如这些分布的均值与方差等。在同样的假说下，即在暂时性要素与永久性要素之间的相关系数为零，消费的暂时性要素与收入之间的相关系数为零的假设下，该假说中所包含的以总量数据为计算基础的消费对收入的回归原理，与以单个单位消费者的数据为计算基础的回归原理完全相同。在这两种情况中。我们所观测到的回归系数的稳定性，都不是消费者行为相对于当前消费与当前储蓄所具有的稳定性的必然结果。
除前面所谈到的测得消费与测得收入之间的回归系数方面的实证含义以外，该假说还具有许多别的实证含义。例如，它可以被用来对测得收入及测得消费的离中趋势加以分解，分解成暂时性要素类及永久性要素类的各部分。该假说认为，如果各单位消费者可以按其年际间的收入变化而进行分类的话，那么，在合理的情况下，各单位消费者类别中消费对收入的回归情况将是类似的。而其回归系数之间的差别将可以预先确定。该假说还认为，回归曲线的一般斜率将大于为某一类单位消费者所拥有的回归曲线的斜率。这一类单位消费者的组成是由这一类单位消费者作为一个整体所共有的收入分配特征所决定的。该假说还可以被用来预测不同年份中同一类单位消费者的测得储蓄与测得收入的不同比率之间的相关情况。对于一个如美国一样，业已经历了长期经济增长的国家的总量数据来说，该假说意味着：数据所分布前时期越长，且观测的基本时间单位越长，则由时间序列数据所计算出的消费的测得收入弹性就越大；而且，以消费与收入的总量数据为依据斯计算出的弹性要比以人均数据为依据所计算出的弹性大；以现价为依据而计算出的弹性要比以不变价格为依据而计算出的弹性大。
2．永久性收入假说之可接受性的经验证据
如果测得消费与测得收入之间的测得的回归关系，被解释为（如人们通常所作的解释一样）永久性要素之间的一种稳定性关系，则会造成一种主要的、明显的不一致情况——尽管永久性要素这一称谓当然地不是这些测得数量所具有的名称，而永久性收入这一假说的含义则对这一点作了说明。按照这一说明，某一单位消费者类别中消费对收入的测得回归，具有如下几层含义：（a）收入的不平等程度将会增加——这是因为，既然对于低收入的单位消费者来说消费大于收入，而对于高收入的单位消费者来说消费小于收入，那么，很明显，穷者愈究，富者愈富。（b）在美国及其他类似的国家里，随着时间的发展，储蓄在收入中所占的份额必然不断增大——这是因为，实际收入一直在较为稳定地增加。（c）以时期跨度较大的收支预算研究为依据而计算出的回归系数将不会出现差异较大的情况。然而，有充分的事例可以说明：（a）美国社会中的收入不平等现象（如果存在这种现象的话），已随着时间的发展而不断减少；（b）在美国，随着时间的发展，储蓄在收入中所占的份额已大致地为一常数。（c）我们所研究的收支预算的日期越近，所算得的回归系数就越高（稳定地提高）。所有这三个观察结果，都完全地与这一专题著作中所阐述的永久性收入假说相一致。
该假说与这些广泛的事实材料相一致这一情况，不过是支持该假说的经验证据中的一个部分。此外，该假说还与人们对消费行为的大量的、详尽的发现相一致。这些发现是从人们对单个单位消费者的收支数字的分析中，及人们对消费总量与收入总量的时间序列数字的分析中积累起来的。特别地，前一段中所列举的每一种含义，都已经在与实际观察之间的比较中经受了检验，而且不论在这些含义的定性方面还是定量方面，都不存在任何严重的偏差。也许可以说该假说的证据中最引人入胜的部分有二个：一是该假说在预测下述问题中所取得的成功，即以测得收入的年际变化为标准，对各单位消费者所作的划分在数量细节方面所具有的影响。二是该假说与许多数据资料之间的一致性。这些数据在这之前尚未用于消费行为分析。然而，的确，这些数据甚至被认为是与消费行为相关的。这些数据就是单个单位消费者在一系列年份中的测得收入。对测得收入中由永久性要素（即，Py
）所带来的变动份额所作的估计，可以通过上述这些数据作出；这种估计所采用的方法就是很早以前我在别的问题中所提出的那种方法，即相对收入状况的稳定性分析。按照永久性收入假说，消费的测得收入弹性也是一种对上一变动份额所作的估计。这二种估计是从二类大致独立的数据中推导出来的。对许多不同的单位消费者类别中这二种估计的不同情况所作的比较表明，这两种估计是高度相关的，而且大致地具有相同的数值。
该假说中，收入的永久性要素所具有的准确含义方面还存在着某些权宜之处。最广泛的定义把永久性要素视为可归为下述因素之列的要素：这些因素的影响时间超出了某一基本时间单位（在大部分研究中这一基本时间单位为1年）。接下来较窄的定义只包括对收入的影响时间在3年以上，4年以上，等等的因素。直至最窄的定义。将永久性要素等同于预期终生收入。前一段中所提到的那些比较及许多其它证据都说明了：从实际生活的角度来看，较为适当的定义应把永久性要素视为反映了这样一些因素的影响：这些因素对收入的影响时间为三年或3年以上。但这还只能被看作是一种高度尝试性的结论。
近些年来，人们提出了许多假说，旨在对前面提到的可得证据与消费支出是绝对收入的一个稳定函数这一假说之间的抵触加以说明。这些假说中的主要部分，可以被看作是特殊情况下永久性收入假说的特殊形式。例如下面这一假说：对某一单位消费者来说，消费与收入的比率，取决于该单位消费者的相对收入情况。该单位消费者的相对收入情况可以从两个方面来加以衡量：一是该单位消费者的收入与他作为其中一员的那一类单位消费者的平均收入之间的比率；二是该单位消费者的收入在这种收入分配中所占的比例。再例如下面这一假说：总消费不仅取决于当前总收入，而且取决于早先的最高收入。这一假说被看作是相对收人假说的一个特例。作为另外一种理论，相对收入假说的实证含义少于永久性收入假说，因而也少有成效。此外，在两种假说的含义有所不同的地方，我所检验的那些实证证据，皆有利于永久性收入假说，而不是有利于相对收入假说。
3．以永久性收入假说为基础对消费者行为所作的概括
在这一研究中，我们对实证证据所作的考察，主要是侧重于它们与永久性收入假说之间的一致性问题，而很少考虑到它们在理解消费者行为方面所应有的作用。然而，在应用这些证据检验该假说的过程中，我们必然地要被引导到这一问题上来：利用该假说，从这些证据中抽象出一般性的东西；这是同一事物的两个方面。在该假说与可得证据之间的一致性足以证明这一抽象的、暂时的可接受性的前提下，如果我们对这一副产品加以概括的话，那么它将有利于说明这些检验以及这些证据。应该强调的是，下面的这些概括总结都是针对个人消费与个人储蓄而言的，并不包括公司储蓄或政府储蓄。
a．在美国，至少就过去60年的支出与储蓄情况而言，我们没有发现任何证据足以说明消费者行为方面的结构性变化。这一时期的数据资料完全符合于我们假说中所限定的模式——不仅符合于一般性的方程（α），（β）与（γ），而且符合于这一更为特殊的假设：收入与消费的暂时性要素之间，收入的暂时性要素及消费的暂时性要素与相应的永久性要素之间，缺乏相关性。而且，这些证据与这一模式的完全一致还可以从下面这个意义上来理解：不仅这些一般的函数关系与证据相适应，而且，在我们研究的期间内，这些函数关系的参数似乎都没有发生变化。为期3年的水平线似乎反映了单位消费者的基本特征，尽管还需要说明的是：这些结果对于水平线的长度并不是十分敏感的。
b．在这一期间内，永久性消费与永久性收入之间的比率k，对于工资收入者来说较高，且绝对地高于企业所有者。对于工资收入者来说，这一比率为0.9～0．95；对于企业所有者来说，这一比率为0．80～0．90，其中，对于非农业企业家来说，其比率大约接近于0．80～0．90这一区间的较小一端；而对于农场主来说，其比率大约接近于0．80～0．90这一区间的中、上部分。
与我们所检验过的其它方面的差别相比，k的大小较大地、且较好地反映了企业家类别与非企业家类别之间的差异。黑人的k
值可能略高于白人的k值；这一较小的而且并不十分确定的差别，与人们从对这些数据所作的传统分析中得出的结论刚好相反。较大家庭的k值可能要大于较小家庭的k值，但是同样，这一点仍不能视为完全确定。
C.
为什么企业家的k值低于非企业家的k值呢？至少其部分原因在于前者在收入预期方面的不确定性较大。这使得前者需要较大的储备以防万一。
对于至少是生活在中等规模的城市中的非企业家单位消费者来说，收入中暂时性要素的离中趋势大约为其平均收入的20% ～25%
，即任一年中，每3个该类单位消费者中将有2个处于他们所认为的永久性状态的正或负20～25%范围之内。
对于生活在小城市或乡村的非企业家单位消费者来说，似乎存在着这样的情况：暂时性要素的离散程度较小，尽管这方面的证据还十分有限。
对于企业家消费食来说（不论是农场主还是非农场主），收入的暂时性要素的相对高中趋势似乎上升到平均收入的40% 以上，可能高达50%
，大约为非企业家单位消费者的离中趋势的2倍左右。
对于各非农场主类别的总体而言（包括企业家及其它单位消费者），暂时性要素的平均相对离中趋势大约为3O%。
d．为什么企业家的k
值低于非企业家单位消费者的k值呢？其部分原因可能在于企业家单位消费者通过累积的资本而取得较高收益率的能力。而非农业企业家与农业企业家之间存在的类似差别，也可能说明为什么非农业企业家的k
值较低。然而，这一结论是高度推测性的，不能被看作是完全确定的。
e．就永久性收入情况而言，尽管农场主类别的离散程度可能与非农业的工资收入者及文职人员类别的离散程度大致相同，但从总体上看，农场主类别的离散程度小于非农场主类别的离散程度。非农业企业家类别的离散程度大于农场主或其它非农业类别的离散程度。按职我们的估计，农场主类别的离散程度大约为60～70%，而非农业企业家类别的离散程度大约为80～90%。
f．在美国，永久性收入状况的可变性决定了广泛的非农业类别中测得的年收入的可变性，其决定程度大约为80%～85%。同时，永久性收入状况的可变性也决定了农场类别中测得的年收入的可变性。其决定程度与前者相比则小得多。在英国与瑞典，永久性收入状况的可变性的决定作用，明显地大于美国社会中永久性收入状况的可变性的决定作用。这说明，年收入的分配状况加重了长期收入状况中的不平等，而这种情况对农场主来说远比对非农场主来说要严重得多。而且这种情况对美国来说远比对英国或瑞典来说要严重得多。
g．很少有证据可以证明暂时性要素对于消费的重要性大大小于其对于收入的重要性。这是因为，收入的相对离中趋势大约为10% ，而不是记录的30% 。
h、没有证据可以证明消费者支出相对于情况的变化所作的调整中存在着时滞问题。这一时滞问题蕴于下述观点之中：消费者将按照较长期的收入状况（表现为永久性收入）来确定支出，而不是按照暂时性的所得来确定支出。测得收入的变动对消费者支出的影响全都可以由此而得到说明。
i．在美国。总消费与总收入之间的比率（k*），在半个多世纪的时间里一直大致保持稳定，大约为0.88。这里消费一词的定义，不包括主要的耐用消费品方面的支出，而只包括这些耐用销费品的使用价值的估计值。耐用消费品的积累造成了储蓄份额的增长，所以，消费与收入之间的这一比率，对于将耐用消费品支出包括在内的测得消费来说，将比前者要高一些，而且将呈现出缓慢上升的长期趋势。这些结论既得到了预算收支数据的证实，又得到了时间序列数据的证实。
j．k*
数值之恒定，虽然与永久性收入假说相符合，但并不是假说本身的必然要求。即使在缺乏结构性变化的情况下，即使当各方面条件均已满足，总消费函数可以由方程如（α），（β），（γ）等来描述时，情况必然如此。k*数值之恒定，意味着或者决定k的变量及由这些变量所决定的单位消费者的分布情况为恒定，或者这些变量的作用相互抵消。在这其中两大主要的相互抵消的力量可能是：（1）农业耕作的相对重要性不断下降，这将使k*趋于上升；（2）家庭规模的缩小，这将使k*趋于降低。国家在提供社会保障方面的作用的变化，是第三大主要因素。当我们认可得的统计资料中对这一因素加以衡量时，它本身就已经对k*产生了抵消作用。
k．对于社会整体来说，永久性收入可以被看作是当前及过去测得收入的加权平均数。这一加权平均数受到一稳定的长期趋势的向上调整，同时它所具有的权数将随时间的向后推移而下降．平均的测得收入与当前永久性收入之间的平均时间跨度大约为2．5年。
相应的总消费函数为：
这里c* 代表总的或人均的消费量，而y*
代表总的或人