農(nóng)村居民消費函數(shù)的實證分析

　　摘要：文章基于歷年貴州省農(nóng)村居民的消費情況，對經(jīng)濟學理論中存在的各種消費函數(shù)理論進行實證分析，找出適合貴州省農(nóng)村居民的消費函數(shù)，以期找出對貴州省農(nóng)村居民消費有決定性作用的因素，從而為擴大內(nèi)需提供一些參考意見。
　　關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民；消費函數(shù)；線性回歸模型；Eviews
　　
　　一、研究背景
　　消費是拉動國家經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，世界金融危機過后，在我國外需下降的情況下，擴大居民消費就顯得更加重要，而對于半數(shù)以上國民都是農(nóng)村居民的中國來講，能否擴大農(nóng)村居民消費就直接關(guān)系著中國經(jīng)濟能否保持快速增長。決定消費的因素有很多，在經(jīng)濟學中就存在著眾多的消費函數(shù)理論，每種消費函數(shù)中的自變量不相同。
　　貴州省是一個經(jīng)濟比較落后的內(nèi)陸地區(qū)，其出口額本就較少，更能代表當下我國外需下降的情況，且其農(nóng)村居民達到了2600多萬人。因此，選擇貴州省具有一定的代表性。
　　二、理論與實證分析
　　在西方經(jīng)濟學中存在著不同的消費函數(shù)理論，其中居于主流的主要有四種，分別是：絕對消費理論、相對消費理論、生命周期消費理論以及永久收入消費理論。每種理論的產(chǎn)生環(huán)境以及前提假設(shè)不同，因此其側(cè)重的解釋因素不同，表現(xiàn)在計量模型中就是解釋變量不同。用計量經(jīng)濟模型來衡量各種消費理論的一個前提是理論中的解釋因素要能得到量化，因此從該點考慮出發(fā)，永久收入消費理論就難以符合這個條件，因為迄今為止還沒有找到有效的方法來區(qū)別該理論中的持久收入和瞬時收入、持久消費和瞬時消費。所以本文僅對另外三種理論進行實證分析。
　　（一）凱恩斯絕對消費假說
　　1、相關(guān)理論依據(jù)
　　根據(jù)凱恩斯的理論，在影響消費的眾多因素中，家庭收入起著決定性的作用，消費支出與收入之間存在著穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系。隨著收入的增加，人們的消費也增加，但是消費的增加不及收入增加的多，即消費的邊際傾向是小于1的。
　　2、絕對消費假說的檢驗
　　（1）模型的建立
　　根據(jù)絕對消費假說建立一元線性回歸模型Ct=β0+β1Y+Ut，其中：可支配收入是決定消費的唯一重要的因素；我們用Ct來表示當期消費，Y表示當期可支配收入，β0表示可支配收入為0時的消費，即為維持生存的最低消費量，β1為邊際消費傾向。
　　（2）數(shù)據(jù)的采集與初步分析
　　我們從統(tǒng)計年鑒中搜集到了1978-2008年的貴州省農(nóng)村居民的可支配收入以及消費水平的數(shù)據(jù)。利用Eviews進行數(shù)據(jù)分析。首先對上述數(shù)據(jù)進行散點圖分析，由Ct和Y的散點圖可以看出：Ct和Y的線性關(guān)系比較明顯，說明假設(shè)的線性方程比較恰當。
　?。?）模型參數(shù)的估計
　　我們用最小二乘法進行回歸分析，得到結(jié)果：
　　Ct=36.44+0.78*Y
　　P=（0.003）；（0.00）
　　R2=0.996
　　以上是就回歸的結(jié)果，其中：β0和β1均通過了檢驗，且方程的R2非常高。
　　（4）檢驗與修正
　　a、異方差檢驗。對上述方程進行White檢驗（本文選擇的都是不含有交差項的檢驗），檢驗得到的相伴概率P值為0.01，小于顯著性水平，認為該方程存在異方差。
　　對異方差進行修正，因為消費Ct的殘差隨著解釋變量Y的增加而增加，因此以1/Y為權(quán)，做加權(quán)最小二乘估計，得到：Ct/Y=β0/Y+β1+Ut/Y。進行回歸，得到估計方程如下：
　　Ct=11.85+0.82*Y
　　用修正之后的殘差做White檢驗，檢驗結(jié)果說明已經(jīng)克服了異方差性，但是修正的代價是方程的擬合優(yōu)度大幅度下降，從0.996下降至0.2，考慮到異方差并不會影響估計參數(shù)的無偏性，因此使用未經(jīng)修正的估計方程。
　　b、自相關(guān)檢驗。從原方程的輸出結(jié)果得知D-W統(tǒng)計量為0.764，可知，該方程存在正自相關(guān)。再對殘差進行LM檢驗，發(fā)現(xiàn)該方程只存在一階自相關(guān)，得到殘差的回歸估計方程：
　　Resid=3.664-0.005*Y+0.635Resid-1
　　接下來用廣義最小二乘法對自相關(guān)問題進行修正。首先估計自相關(guān)系數(shù)：
　　ρ＝1-DW/2=1-0.764/2=0.618
　　對原變量做廣義差分變換。令：
　　GDCt=Ct-0.618*Ct-1
　　CDYt＝Y(jié)t-0.618*Yt-1
　　對GDCt和GDYt，以1979-2008年為樣本再次回歸，得：
　　GDCt=18.73+0.76*GDYt
　　兩個估計參數(shù)對應的P值分別為0.05和0.00，R2=0.986。經(jīng)過修正之后的方程的擬合優(yōu)度很高，且經(jīng)檢驗可得誤差項不存在自相關(guān)。返回運算得到：β0＝18.73/（1-ρ）＝49.03，則原模型的廣義最小二乘估計結(jié)果是：
　　Ct=49.03+0.76*Y
　?。?）絕對消費假說的實證總結(jié)
　　從上可知，貴州農(nóng)村居民消費行為比較符合凱恩斯的絕對消費假說，且貴州省農(nóng)村人均消費性支出平均占可支配收入的76%，總體上來講比較低，貴州農(nóng)村居民消費具有較大的潛力。但是凱恩斯的絕對消費假說里有一個理論缺點，即建立在名義貨幣工資上的消費理論，不能反映：當名義工資不變，但是物價上漲時人們的消費變化。因此，在尋找影響消費的因素時，應剔除物價指數(shù)變化的影響，但這不屬于本文6MU1d5CM9Oxi3Iqr35o3yA==的探討范圍。
　?。ǘ┫鄬κ杖胂M理論
　　1、相關(guān)理論依據(jù)
　　美國經(jīng)濟學家杜森貝利認為消費者的消費會受自己過去的消費習慣以及周圍的消費水準的影響，從而消費是相對地決定的。依照人們的習慣，增加消費容易，減少消費困難，因為一向過著高水準生活的人，即使收入降低，多半也不會馬上降低消費水準。消費固然會隨著收入的增加而增加，但不易隨著收入的減少而減少。
　　2、相對收入消費理論的檢驗
　　（1）模型的建立
　　根據(jù)相對收入消費理論，消費者的消費支出不僅受自己現(xiàn)期可支配收入的影響，而且也受過去時期的可支配收入的影響。在這種假設(shè)下，t期的消費可以表示成分布滯后的模型：
　　Ct=β0+β1·Yt+β2·Yt-1+Ut
　　其中：Yt為當期可支配收入，Yt-1為前期最高收入，Ut為隨機誤差項。
　?。?）數(shù)據(jù)的采集與初步分析
　　依然使用前面搜集的貴州農(nóng)村居民的收入與消費數(shù)據(jù)。先對原始數(shù)據(jù)進行初步加工，找出對應每一年的前期的最高收入。然后分別描繪Ct與Yt-1以及Ct與Yt之間的散點圖，從描繪的散點圖可初步判斷，Ct與Yt以及Yt-1之間的線性關(guān)系比較明顯。
　?。?）模型參數(shù)的估計
　　對于上述假設(shè)方程，利用最小二乘法進行回歸估計，得到：
　　Ct=39.08+0.88*Yt-0.11*Yt-1
　　P=（0.003）；（0.00）；（0.22）
　　Ad.R2=0.995
　　根據(jù)回歸結(jié)果，除了Yt-1的系數(shù)之外，其他系數(shù)均通過檢驗。Yt-1的系數(shù)等于-0.11，表明：貴州農(nóng)村居民的現(xiàn)期消費與過去的最高收入成反向相關(guān)關(guān)系，明顯不符合經(jīng)濟意義。并且，Yt-1的統(tǒng)計量對應的P值是大于顯著性檢驗水平0.05，故認為Yt-1的系數(shù)不顯著。再對Yt-1做多余變量檢驗，得到：F=1.57，對應的P值為0.22，遠遠大于顯著性檢驗水平0.05，故認為Yt-1是多余的解釋變量，不應該作為解釋變量納入方程。
　?。?）相對收入消費理論的實證總結(jié)
　　從以上的回歸結(jié)果可以看出，相對收入消費假說并不適合于貴州省農(nóng)村居民的消費函數(shù)，對于貴州省農(nóng)村居民來講，過去的收入對其現(xiàn)期消費并不構(gòu)成重要的影響，而絕對收入才是影響居民消費的重要因素。
　　
　　（三）生命周期的消費理論
　　1、相關(guān)理論依據(jù)
　　美國經(jīng)濟學家莫迪利安尼認為人們會在更長時間內(nèi)計劃他們的生活開支，從而達到他們在整個生命周期內(nèi)消費的最佳抉擇。一般說來，年輕人家庭收入偏低，這時消費可能會超過收入，但是隨著他們進入壯年和中年，收入日益增加，這時收入就會大于消費，并且這些收入還可以彌補年輕時代的消費收入差額以及用于養(yǎng)老。
　　2、生命周期消費理論的檢驗
　　（1）模型的建立
　　根據(jù)生命周期消費假說，人們的現(xiàn)期消費Ct不僅和現(xiàn)期收入Yt有關(guān)，而且和消費者以后的各期收入的期望值以及開始時的資產(chǎn)有關(guān)。在這種假定前提下，用線性計量模型表示消費者的消費模型為：
　　Ct=β0+β1*Yt+β2*At+Ut
　　其中：At為即刻消費者擁有的住房財產(chǎn)，因為儲蓄直接的由收入和消費決定，所以本文不將儲蓄作為解釋變量。
　　（2）數(shù)據(jù)的采集與初步分析
　　我們在統(tǒng)計年鑒上找到貴州1999-2009年農(nóng)村居民的人均住房面積和每平方米的住房價值，經(jīng)過簡單相乘處理，得到農(nóng)村居民人均擁有的房產(chǎn)價值。首先通過散點圖進行初步分析，從軟件給出的散點圖可以初步判斷，Ct和Yt以及At之間存在著明顯的線性關(guān)系。
　?。?）模型參數(shù)的估計
　　對于生命周期消費理論的消費函數(shù)，仍然用最小二乘法估計，得到結(jié)果如下：
　　Ct=-56.92+0.73*Yt+0.05*At
　　P=（0.27）；（0.00）；（0.14）
　　Ad.R2=0.99
　　除了Yt的系數(shù)通過檢驗外，At的系數(shù)和常數(shù)項都未通過顯著性檢驗。由經(jīng)驗可知，如果模型的R2很大，F(xiàn)檢驗通過，但是有些系數(shù)不能通過T檢驗，則是出現(xiàn)了與經(jīng)典假設(shè)不相符合的現(xiàn)象，接著做進一步檢驗。
　?。?）檢驗與修正
　　a、異方差檢驗。對上述方程實行White檢驗，以便找到是否存在異方差現(xiàn)象。得到LM統(tǒng)計量為5.5，對應的P值為0.24，遠遠大于顯著性檢驗水平0.05，故認為該方程不存在異方差問題。
　　b、自相關(guān)的檢驗。接下來檢驗方程是否存在自相關(guān)問題，由于樣本較小，不能用D-W檢驗，所以采用LM檢驗，檢驗結(jié)果表明殘差項無自相關(guān)。
　　c、多重共線性檢驗。首先求出Yt和At的簡單相關(guān)系數(shù)矩陣，為，可以判斷兩者存在很強的線性關(guān)系，需要進行修正。我們利用差分法對多重共線性進行修正，令：
　　dCt=Ct-Ct-1；dYt=Yt-Yt-1；dAt=At-At-1；
　　用OLS方法估計得到：
　　dCt=22.18+0.609dYt+0.045dAt
　　P=（0.49）；（0.005）；（0.19）
　　Ad.R2=0.72
　　重新檢驗方程的共線性，得到簡單相關(guān)系數(shù)矩陣為：，可見兩個解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)0.34<再對這兩個變量做多余變量檢驗，檢驗結(jié)果表明，它們均為多余解釋變量，即認為住房價值對于貴州省農(nóng)村居民的消費并沒有重要影響。
　?。?）生命周期消費理論實證總結(jié)
　　綜合以上過程，我們可以得知，生命周期消費理論同樣不適合貴州省農(nóng)村居民，人們的消費更主要的是受當期的可支配收入的影響。
　　三、實證分析總結(jié)與建議
　　上文對西方經(jīng)濟學中三種重要的消費函數(shù)進行了實證分析，實證結(jié)果表明最符合貴州省農(nóng)村居民消費行為的是絕對消費函數(shù)。這說明人們的現(xiàn)期可支配收入對當期的消費具有決定性的影響。當然，我們并不是說，其他因素對農(nóng)村居民的消費沒有影響，而是從長期看來，起著持久決定性影響的是可支配收入。究其原因，可能主要是貴州農(nóng)村居民比較貧困，剛好處在溫飽線附近，故其消費更主要的是受現(xiàn)期可支配收入的影響，其消費的收入彈性很大。
　　目前世界經(jīng)濟仍沒有明顯的復蘇跡象，再加上世界政治局勢動蕩不安，我國出口復蘇不會很快，因此我國還要堅持擴大內(nèi)需，而增加農(nóng)村居民的消費是其中很重要的一環(huán)。從上文的分析來看：增加農(nóng)民的可支配收入是擴大農(nóng)村居民消費最有效的手段，而且隨著我國城鄉(xiāng)居民的收入差距加大，增加農(nóng)村居民收入已是刻不容緩。具體政策可以增加對農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付，加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，將農(nóng)民增收作為一項長久的政策來貫徹實施。
　　參考文獻：
　　1、張曉峒.計量經(jīng)濟學基礎(chǔ)[M].南開