我國城鎮(zhèn)居民文教消費(fèi)的 Panel Data分析

孫春花,蔡春霞

(1.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)學(xué)院 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051;2.北京吉利大學(xué) 商學(xué)院,北京 102202)

一、引言

社會主義生產(chǎn)的根本目的是為了滿足人民群眾日益增長的物質(zhì)和文化需要。這就是說,不僅要滿足物質(zhì)方面的需要,還要滿足精神文化方面的需要,不僅要滿足一般層次的基本需要,而且要滿足更高層次的享受與發(fā)展需要。我們要為實(shí)現(xiàn)這一根本目的創(chuàng)造條件,實(shí)現(xiàn)我國居民消費(fèi)水平的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,使公眾多樣化、多層次的消費(fèi)需求得到充分滿足。

進(jìn)入新世紀(jì),我國社會主義現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)入全面建設(shè)小康社會的新階段。小康生活的實(shí)現(xiàn),表明居民的生活質(zhì)量得到極大的提高,居民的生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)得到改善,物質(zhì)生活消費(fèi)支出所占的比重逐步下降,精神文化生活日趨重要,人均文教娛樂支出增多。居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中吃穿用等生存資料的比例大幅度下降,文教娛樂、醫(yī)療保健與交通通訊等發(fā)展資料和享受資料的比例快速上升。其中,尤其是“教育文化娛樂服務(wù)”類(后文簡稱為“文教消費(fèi)”)的消費(fèi)支出增長最為明顯。1993年其支出比例首次超過日用品而位居食品衣著之后,1998年又超過衣著類支出,并連續(xù)“穩(wěn)居”第二位。文化教育消費(fèi)水平是一個(gè)國家人民生活水平高低的重要標(biāo)志,其對提高整個(gè)國民素質(zhì),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著巨大的推動(dòng)作用。

長期以來,由于受到我國經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展水平的制約,以往更注重對物質(zhì)產(chǎn)品消費(fèi)的研究,而對精神文化產(chǎn)品消費(fèi)及其動(dòng)向多有忽視。這在消費(fèi)品短缺時(shí)代是可以理解的,而在市場經(jīng)濟(jì)及買方市場的新時(shí)期,則應(yīng)當(dāng)加以改變。近年來,我國城鄉(xiāng)居民收人逐步增加,消費(fèi)市場日趨繁榮,為居民消費(fèi)層次的升級準(zhǔn)備了基礎(chǔ)性條件。2006年我國城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)已降為 35.8%,已達(dá)到聯(lián)合國糧農(nóng)組織的富裕階段。廣大群眾解決了溫飽問題之后,文化消費(fèi)的意識得到增強(qiáng),已經(jīng)開始注意提高生活質(zhì)量;在滿足了生存的基本需要之后,開始轉(zhuǎn)向享受需要與發(fā)展需要。而文化消費(fèi)需求是享受需要、發(fā)展需要的重要組成部分,值得在理論研究和政策設(shè)計(jì)中給予足夠的關(guān)注。通常意義的文化消費(fèi)的覆蓋面較寬一些,考慮到數(shù)據(jù)的可得性,故本文只選擇文教消費(fèi)來討論。

二、模型綜述

面板數(shù)據(jù)模型(Panel Data模型)是近 20年來計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與方法的重要發(fā)展之一,已在國內(nèi)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的實(shí)證分析方面得到一定應(yīng)用。Panel Data模型可以使用面板數(shù)據(jù),同時(shí)包含了時(shí)序數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù),這樣就既可以分析個(gè)體之間的差異又可以描述個(gè)體動(dòng)態(tài)變化的特征;其次是建立需求模型等計(jì)量模型往往存在多重共線性的問題,但Panel Data可以有效削弱模型中的多重共線性問題的影響,從而得到更為精確的估計(jì)結(jié)果;最后 Panel Data可以反映一些被忽略的時(shí)間因素與個(gè)體因素的綜合影響。

Panel Data模型的一般形式為:

其中,xit為解釋變量,下標(biāo) i代表不同個(gè)體(地區(qū)),t代表時(shí)間(年)。模型中的系數(shù)隨著時(shí)間和個(gè)體的不同而改變,因而可以反映模型中被忽略的時(shí)間因素和個(gè)體差異因素的影響。由于模型中系數(shù)個(gè)數(shù)多于方程個(gè)數(shù),無法從模型中直接識別出所有參數(shù),所以估計(jì)參數(shù)時(shí)需要對模型附加一定的約束條件,根據(jù)約束條件的不同可以將 Panel Data模型分成以下三個(gè)類型:

(一)變系數(shù)模型與變截距模型

實(shí)際應(yīng)用中通常對模型(1)附加一定的約束條件。如果消費(fèi)需求的差異主要表現(xiàn)在橫截面的不同個(gè)體之間,則參數(shù)不隨時(shí)間而變化,則模型(1)可以表述為:

模型中的截距系數(shù) α和斜率系數(shù) β隨著個(gè)體的不同都在改變,即用 α與 β共同反映模型中被忽略的個(gè)體差異因素的影響,所以稱模型(2)為“變系數(shù)模型”。在模型(2)再假定斜率系數(shù)都是常數(shù),則得到“變截距模型”表示如下:

若假定模型(2)中的截距與斜率系數(shù)都是常數(shù),則得到:

即模型中被忽略的個(gè)體差異因素對截距和斜率系數(shù)都無影響,此時(shí)相當(dāng)于把 T個(gè)時(shí)期的橫截面數(shù)據(jù)融合成一個(gè)“混合樣本”(樣本容量為 nT),所以稱模型(4)為“混合回歸模型”。

(二)固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型

根據(jù)模型中待估參數(shù)的不同特性,又可以將模型(1)到(4)劃分成“固定效應(yīng)模型”與“隨機(jī)效應(yīng)模型”。如果將模型中的 看作是確定性變量,即認(rèn)為模型中的省略因素對橫截面?zhèn)€體之間消費(fèi)差異的影響是固定不變的,則模型是固定效應(yīng)模型。如果將模型中省略因素對不同個(gè)體的影響視為隨機(jī)變量,則模型為隨機(jī)效應(yīng)模型。更進(jìn)一步說這里隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型都考慮了個(gè)體之間的差異,它們的差別在于隨機(jī)效應(yīng)模型假定個(gè)體之間的差異服從某一隨機(jī)分布,可以用隨機(jī)變量來表示;而固定效應(yīng)模型則是假定這種差異是固定不變的,可以用一系列常數(shù)來表示。例如在模型(4)中,如果是在固定效應(yīng)模型,則 αi可視為虛擬變量的系數(shù),則模型滿足經(jīng)典假定的情況下可以用最小二乘法估計(jì)模型,所以又可以稱為“最小二乘虛擬變量模型”(LSDV)。對于隨機(jī)效應(yīng)模型可以表示為:

其中 α為常數(shù),vi與模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng) εit一樣是隨機(jī)變量,它綜合反映了被忽略的個(gè)體差異因素的隨機(jī)影響。此時(shí),所以又稱該模型為“誤差成分模型”,一般采用廣義最小二乘法(GLS)進(jìn)行估計(jì)。

(三)同時(shí)考慮時(shí)間和個(gè)體差異的變截距模型

在模型(1)中若假定斜率系數(shù)是常數(shù),而截距系數(shù)隨個(gè)體和時(shí)間的不同都在改變,即認(rèn)為模型中被省略的時(shí)間因素和個(gè)體差異對消費(fèi)需求的影響只表現(xiàn)在截距項(xiàng)上,則模型(1)可以表示為:

其中,α0為平均截距,λi、μi分別反映了模型中省略的個(gè)體差異因素和時(shí)間因素。在模型滿足經(jīng)典假定的情況下,可以用最小二乘法估計(jì)模型;只是估計(jì)過程中需要事先對原始數(shù)據(jù)作中心化處理,并增加約束條件

(四)Panel Data模型的識別

Panel Data模型的形式不同采用的估計(jì)方法也是不同的,所以需要事先識別模型的具體形式。對于固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型,經(jīng)典的判別方法是 Wu-Hausman檢驗(yàn)。但是易丹輝 (2002)指出如果僅僅對自身效應(yīng)為條件進(jìn)行推論,宜使用固定效應(yīng)模型,如果是樣本推斷總體效應(yīng),則應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型。如果我們只考慮模型在個(gè)體 (或時(shí)間)上的差異且模型為固定效應(yīng)模型時(shí),可以采用 F檢驗(yàn)來識別模型是變系數(shù)模型、變截距模型或者混合模型。具體的步驟是:首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趥€(gè)體差異,即檢驗(yàn)參數(shù)之間是否存在顯著差異。在原假設(shè) H10:αi=αj,βi=βj(i,j=1,2,…,n)成立的情況下,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

當(dāng) F1小于臨界值,則接受原假設(shè) H10,認(rèn)為模型中的參數(shù)與個(gè)體的變化無關(guān),模型為混合回歸模型;否則說明模型參數(shù)之間存在顯著差異。其次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)的差異類型。在原假設(shè) H20:βi=βj(i,j=1,2,…,n)成立的情況下,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

當(dāng) F2小于臨界值則接受原假設(shè) H20,認(rèn)為模型的斜率系數(shù)之間無顯著差異,個(gè)體之間的消費(fèi)差異只是表現(xiàn)在截距項(xiàng)上,模型為變截距模型;若 F2大于臨界值,則拒絕原假設(shè)個(gè)體之間的消費(fèi)差異同時(shí)反映在截距和斜率系數(shù)上,模型為變系數(shù)模型。在F統(tǒng)計(jì)量中,n,T,k分別表示個(gè)體數(shù)、時(shí)期數(shù)和解釋變量個(gè)數(shù),S1,S2,S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型與混合回歸模型的殘差平方和。

三、模型選擇與應(yīng)用

(一)模型選擇與數(shù)據(jù)選取

根據(jù)消費(fèi)需求函數(shù)理論和參考諸多研究文獻(xiàn)將需求函數(shù)模型表示為:

Cit表示文教娛樂消費(fèi)支出,Yit表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,Yi(t-1)表示城鎮(zhèn)居民前期人均可支配收入,P1t,P2t,P3t分別表示三類文教娛樂消費(fèi)支出的物價(jià)指數(shù),Ci(t-1)表示了文教娛樂消費(fèi)的前期消費(fèi)行為。之所以選用這幾個(gè)因素,一方面是因?yàn)樗鼈兪窍M(fèi)函數(shù)最重要的影響因素,另一方面由于樣本數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出截面單元較多而時(shí)間序列短的特征,為避免殘差的相關(guān)系數(shù)退化為奇異矩陣而無法估計(jì)。

選取 2003-2007年我國 31省份的城鎮(zhèn)居民家庭文教娛樂消費(fèi)支出的統(tǒng)計(jì)資料作為建模的樣本數(shù)據(jù),并且以 2003年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及文教娛樂價(jià)格指數(shù)去除了各年的人均可支配收入和文教娛樂消費(fèi)支出,以消除價(jià)格變動(dòng)的影響。樣本數(shù)據(jù)由一個(gè) n=31,T=5的面板數(shù)據(jù)構(gòu)成。數(shù)據(jù)來源于 2004年到 2008年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了便于分析,我們按照收入水平對各地區(qū)進(jìn)行分類,在本文按照 2005-2007年城鎮(zhèn)居民家庭平均人均可支配收入劃分,將全國 31個(gè)省份劃分成三類地區(qū),分類結(jié)果如表 1。按照現(xiàn)行統(tǒng)計(jì)口徑,教育文化娛樂服務(wù)由文娛用品、教育、文化娛樂服務(wù)三部分組成?！拔膴视闷贰敝饕侵肝膴视媚陀孟M(fèi)品,如彩電、組合音響、家用電腦等;“教育”包括教材及參考書、學(xué)雜托幼費(fèi)等;“文化娛樂服務(wù)”包括文化用品、書報(bào)雜志、文娛費(fèi)、旅游等。因此本文對三類地區(qū)分別就文娛用品、教育、文化娛樂服務(wù)消費(fèi)進(jìn)行實(shí)證分析。

表 1 按收入分組的地區(qū)分類情況

(二)模型識別

首先我們需要對模型進(jìn)行識別,本文分別使用三個(gè)地區(qū) 2003-2007年的面板數(shù)據(jù),由于具有樣本期短而截面數(shù)據(jù)長的特征,可以認(rèn)為模型參數(shù)是與研究對象的個(gè)體差異有關(guān)而與時(shí)間的變化無關(guān),另由于模型是對樣本自身的個(gè)體差異情況進(jìn)行分析,依據(jù)易丹輝的說法我們可以認(rèn)為本文的面板數(shù)據(jù)模型是固定效應(yīng)模型。因此這里我們就可以運(yùn)用前文中 Panel Data模型的識別內(nèi)容來進(jìn)行 F檢驗(yàn)以判定模型是混合回歸模型還是變系數(shù)模型。具體判定的結(jié)果時(shí),F1檢驗(yàn)表明,各類地區(qū)的文教消費(fèi)之間存在明顯的地區(qū)差異;進(jìn)一步 F2檢驗(yàn)表明,各地區(qū)的文教消費(fèi)差異只表現(xiàn)在截距上,也即各地區(qū)的文教消費(fèi)模型均為固定效應(yīng)的變截距模型。

(三)計(jì)算結(jié)果

根據(jù) 2003-2007年我國各地區(qū)各類文教消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù),利用廣義最小二乘法,應(yīng)用模型 Cit=βi0+βi1Yit+βi2Yi(t-1)+βi3Ci(t-1)+βi4P1t+βi5P2t+βi6P3t+εit對三類地區(qū)三部分文教消費(fèi)分別進(jìn)行回歸分析,同時(shí)對回歸模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由于部分變量在模型中不顯著,故進(jìn)行多次修正模型后,匯總回歸結(jié)果如表2。從表 2中可以看出,所有的回歸結(jié)果的調(diào)整可決系數(shù)均大于 0.92,說明回歸方程擬合優(yōu)度比較高,同時(shí) F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均較大,在顯著性水平 α=0.05上都通過了檢驗(yàn)。

表 2 我國城鎮(zhèn)居民文教消費(fèi)的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

(一)我國城鎮(zhèn)居民文教消費(fèi)的影響因素分析

從表 2的結(jié)果可以看出,收入、價(jià)格和滯后收入變量、各項(xiàng)文教消費(fèi)滯后變量都是對我國城鎮(zhèn)居民文教消費(fèi)有重要影響的因素,其中收入仍然是最主要的影響因素,說明當(dāng)前我國城鎮(zhèn)居民在文化教育娛樂的消費(fèi)主要還是受收入的影響,這不難理解,雖然今年來我國城鎮(zhèn)居民的生活水平發(fā)生了翻天覆地的變化,但是我國城鎮(zhèn)居民的精神文化消費(fèi)水平還是依賴于收入水平的高低。

價(jià)格因素對于各部分文教消費(fèi)的影響因地區(qū)和類型的不同而不同。文娛用品的價(jià)格基本不對其的消費(fèi)產(chǎn)生影響,主要由于近年來文娛用品的價(jià)格持續(xù)下降,在現(xiàn)有收入水平下,價(jià)格已不是主要因素。教育價(jià)格與高收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)呈反向變動(dòng)關(guān)系,說明高收入地區(qū)的教育服務(wù)水平已比較高,城鎮(zhèn)居民可以按價(jià)格來選擇是否消費(fèi),教育消費(fèi)品初步呈現(xiàn)一般消費(fèi)品的價(jià)值規(guī)律。文化娛樂的價(jià)格只對中等收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)產(chǎn)生了影響,并且是正向影響,這是這一地區(qū)城鎮(zhèn)居民較多收入追逐較少文化娛樂品的結(jié)果。

滯后變量對各部分文教消費(fèi)的影響也因地區(qū)和類型的各不相同。滯后收入變量主要對中低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民的文教消費(fèi)產(chǎn)生了一定的影響,其中邊際消費(fèi)系數(shù)分別為 0.1128和 0.0093,說明中低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民上一年收入增加部分中分別只有11.28%和 0.93%用來增加當(dāng)年的精神文化消費(fèi)。各類地區(qū)的文化娛樂消費(fèi)具有一定的持續(xù)性,上一年消費(fèi)對當(dāng)年消費(fèi)影響顯著。而文娛用品的前期消費(fèi)只是對高收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民本期消費(fèi)影響顯著,而對中低收入地區(qū)的影響不顯著,這反映了高收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民由于收入高所以可以持續(xù)增加對更新?lián)Q代的文娛用品的需求,而中低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民對于文娛耐用品的購買是一次性的。中低收入地區(qū)的教育消費(fèi)也表現(xiàn)出了一定的持續(xù)性。

(二)我國城鎮(zhèn)居民文教支出的地區(qū)差異分析

根據(jù)表中數(shù)據(jù),可以計(jì)算出我國高、中、低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民文教的邊際消費(fèi)傾向分別為0.0586,0.1478,0.0626,由此可以看出我國三類地區(qū)文教消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向存在較大的差異,其中中等收入地區(qū)的城鎮(zhèn)居民新增加的收入中分別有 14.78%用于增加文教消費(fèi),居第一位,其次是低收入地區(qū),最后才是高等收入地區(qū)。進(jìn)一步分析可以看出,中等收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民在文教消費(fèi)中教育消費(fèi)比例是最高的,次之是消費(fèi)文娛用品,最后才是文化娛樂消費(fèi),分別占59.7%,27.9%和 12.4%,說明中等收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民將教育作為精神文化消費(fèi)的主要項(xiàng)目。高收入地區(qū)的邊際消費(fèi)比例分別在文娛用品、教育、文化娛樂消費(fèi)逐漸升高,由于統(tǒng)計(jì)口徑的問題,文娛用品消費(fèi)主要是指購買文娛用耐用消費(fèi)品,這說明高收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民購買文教耐用消費(fèi)品已不是主流,而在于休閑娛樂滿足精神文化的消費(fèi)。而對于低收入地區(qū)來說,新增收入中用于文娛用品與文化娛樂消費(fèi)的部分較大些,用于教育消費(fèi)還較低。

三類地區(qū)對價(jià)格變化的反應(yīng)各不相同。由于我國居民收入的整體提高,對于文娛耐用品的購買,價(jià)格已不是主要影響因素,所以三類地區(qū)對于文娛用品的價(jià)格變化均不敏感。但可以看出高收入地區(qū)對于教育價(jià)格還是敏感的,當(dāng)教育價(jià)格上漲時(shí),高收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民選擇適當(dāng)降低教育消費(fèi)。中低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民對于教育價(jià)格表現(xiàn)得不敏感,也從一個(gè)側(cè)面說明這兩類地區(qū)的教育供給可能不足以或剛剛能滿足需求。高、低收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民對于文化娛樂價(jià)格都不敏感,而中等收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民對文化娛樂的價(jià)格表現(xiàn)強(qiáng)烈。從數(shù)據(jù)來看,文化娛樂價(jià)格增加,中等收入地區(qū)居民反而增加消費(fèi),這可能由于是中等收入地區(qū)城鎮(zhèn)居民在收入增加的同時(shí),隨之增加的強(qiáng)烈的精神文化的需求,與之不相適應(yīng)的是文化娛樂消費(fèi)品的供給的匱乏,所以出現(xiàn)非理性消費(fèi),隨著其價(jià)格的攀升,消費(fèi)也逐漸攀升。

(三)引導(dǎo)我國居民文教消費(fèi)的政策建議

基于以上分析,為了滿足我國居民日益增長的精神文化需求,我們考慮還應(yīng)該努力做好以下幾方面的工作:(1)努力提高居民的收入。收入水平的提高是居民文教消費(fèi)的必要條件。沒有強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)做后盾,就不可能有文教消費(fèi)的發(fā)展。(2)引導(dǎo)居民在收入提高后首先增加文化娛樂和教育的投入,以提高家庭的精神文化生活質(zhì)量和受教育水平。(3)為市場提供優(yōu)質(zhì)、健康的文化商品和服務(wù)。生產(chǎn)與供給是整個(gè)消費(fèi)活動(dòng)的起點(diǎn),沒有高質(zhì)量的文化商品的生產(chǎn)和文化服務(wù)的供給,文教消費(fèi)就等于無源之水、無本之木。

[1] 龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:科學(xué)出版社,2007.

[2] 于秀林,任雪松.多元統(tǒng)計(jì)分析[M].北京:中國統(tǒng)計(jì)出版社,1999.

[3] 賈傳亮.山東省城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)分析[J].商業(yè)研究,2004,(4).

[4] 趙衛(wèi)亞.中國城鎮(zhèn)居民文教消費(fèi)的地區(qū)差異分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005,(1).

[5] 胡同澤,賈利華,謝曼.我國居民文化消費(fèi)水平分析[J].商業(yè)研究,2002,(9).

[6] 陳燕武,夏天.中國農(nóng)村居民文教娛樂消費(fèi)區(qū)域性差異分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索,2006,(9).

[7] 姚剛,趙石磊.中國城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)的實(shí)證研究[J].黑龍江社會科學(xué),2008,(1).

[8] 柯建,李超.新世紀(jì)我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)特征變化分析[J].企業(yè)與經(jīng)濟(jì)管理,2006,(12).

[9] 何春玲.我國城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)的發(fā)展趨勢[J].天津經(jīng)理學(xué)院學(xué)報(bào),2009,(1).