吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)水平分析

何大強(qiáng)， 張海燕

（長春工業(yè)大學(xué) 基礎(chǔ)科學(xué)學(xué)院，吉林 長春 130012）

0 引 言

1 吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型實(shí)證分析

1.1 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)源于文獻(xiàn)［5］。因?yàn)樗榈镁用袷杖肱c支出數(shù)據(jù)是以當(dāng)年物價(jià)水平得出的，所以需要消除通貨膨脹因素求出實(shí)際居民收入與支出。對吉林省農(nóng)村年人均收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)使用EXCEL處理后，農(nóng)村收入和消費(fèi)曲線如圖1所示。

圖1 吉林省城鎮(zhèn)居民人均收入和消費(fèi)曲線

由圖1可以得出，農(nóng)村居民的人均年平均收入和消費(fèi)都在呈大致線性增長，收入與消費(fèi)之間的差額也逐年擴(kuò)大。

1.2 吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型

農(nóng)村居民消費(fèi)模型中，用變量Pt表示第t年農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出（元），it表示第t年農(nóng)村居民人均全年純收入（元），ut表示隨機(jī)因素，則消費(fèi)函數(shù)模型為［6］

利用1996－2008年農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均全年純收入數(shù)據(jù)畫出散點(diǎn)圖，如圖2所示。

圖2 農(nóng)村居民消費(fèi)與收入散點(diǎn)圖

由圖2可以非常清晰地看出農(nóng)村居民收入和消費(fèi)呈現(xiàn)出線性關(guān)系。

1.3 模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)及分位數(shù)估計(jì)

采用農(nóng)村居民收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)對消費(fèi)模型（1）進(jìn)行最小二乘估計(jì)，回歸方程檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量的P值與回歸系數(shù)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量的P值均很小，所以回歸方程與回歸系數(shù)檢驗(yàn)都是顯著的，農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型為：

星形細(xì)胞瘤是最致命的和最難治療的神經(jīng)上皮腫瘤之一。目前，星形細(xì)胞瘤的主要治療方法為手術(shù)治療、藥物治療、放射治療或者綜合治療[9]。星形細(xì)胞瘤的確切發(fā)病機(jī)制尚不明確，探尋星形細(xì)胞瘤發(fā)生發(fā)展的分子機(jī)制有助于改進(jìn)星形細(xì)胞瘤的診斷和治療。

其次，抽取模型參數(shù)的5 000個(gè)隨機(jī)數(shù)進(jìn)行系數(shù)分位數(shù)回歸，由系數(shù)分位數(shù)回歸結(jié)果寫出消費(fèi)函數(shù)的分位數(shù)估計(jì)如下：

由農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)系數(shù)分位數(shù)回歸結(jié)果可以看出，在每個(gè)分位點(diǎn)上，隨著時(shí)間和收入的增加，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平也是逐年提高，說明農(nóng)村居民生活水平有所改善，同時(shí)消費(fèi)觀念也隨之改變；隨著系數(shù)分位點(diǎn)的遞增，農(nóng)村居民滯后一期消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向、收入的邊際消費(fèi)傾向逐年增加。用R軟件可以畫出截距α0、回歸系數(shù)α1，α2和標(biāo)準(zhǔn)差σ的后驗(yàn)密度柱狀圖如圖3所示。

圖3 截距α0、回歸系數(shù)α1，α2標(biāo)準(zhǔn)差σ的后驗(yàn)密度柱狀圖

使用后驗(yàn)中位數(shù)作為參數(shù)的后驗(yàn)估計(jì)得到吉林省農(nóng)村消費(fèi)函數(shù)模型

從而由λ＝α1，k（1－λ）＝α2求出消費(fèi)函數(shù)模型中的參數(shù)λ，k的估計(jì)［6］

由此可以得到以下結(jié)論，由λ＝0.580 13，顯著非0，說明此消費(fèi)函數(shù)模型不符合絕對收入假說。根據(jù)k＝0.791 9＜1，λ＝0.580 13＜1，可以看出模型具有經(jīng)濟(jì)意義的合理性。按照預(yù)期“正常”收入計(jì)算的農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向?yàn)?9.19%，即農(nóng)村居民消費(fèi)占預(yù)期“正常”收入的79.19%；按照實(shí)際收入計(jì)算的農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向?yàn)?3.25%，即消費(fèi)占實(shí)際收入的33.25%。可以看出，隨著α1從0增加到1，k將從α2趨向于無窮大。因此，農(nóng)村居民兩種邊際消費(fèi)傾向存在差異的原因在于前期消費(fèi)對本期消費(fèi)具有顯著的、較強(qiáng)的影響（λ＝0.580 13）。通過對農(nóng)村居民各年度各項(xiàng)消費(fèi)邊際消費(fèi)傾向與基本消費(fèi)進(jìn)行貝葉斯回歸結(jié)果可以看出，隨著時(shí)間的遞增，農(nóng)村居民食品、衣著、住房邊際消費(fèi)傾向逐漸減小，恩格爾系數(shù)逐漸減小以及農(nóng)村居民基本消費(fèi)逐漸上升，說明農(nóng)村居民生活水平逐年提高；隨著分位點(diǎn)的遞增，農(nóng)村居民食品、衣著、住房邊際消費(fèi)傾向以及恩格爾系數(shù)減小的速度逐漸變緩，農(nóng)村居民基本消費(fèi)上升的速度逐漸增加，也說明農(nóng)村居民生活水平逐年提高。

2 農(nóng)村消費(fèi)趨勢分析

應(yīng)用ELES模型研究農(nóng)村居民消費(fèi)需求，采用1996，2001，2006年截面數(shù)據(jù)建立ELES模型Ti＝ai＋biX，i表示消費(fèi)種類，采用截面數(shù)據(jù)，利用R軟件求出邊際消費(fèi)傾向ai，bi的隨機(jī)數(shù)，使用隨機(jī)數(shù)的中位數(shù)作為ai，bi的后驗(yàn)密度，從而得到基本消費(fèi)支出，用貝葉斯估計(jì)方法對計(jì)量模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)將綜合利用總體信息、樣本信息和先驗(yàn)信息，得到對數(shù)據(jù)更精確的擬合。

2.1 吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)趨勢分析

以2001年數(shù)據(jù)為例得出農(nóng)村居民各項(xiàng)消費(fèi)需求的估計(jì)［7］。

A食品：

B衣著：

C居?。?/p>

D家庭設(shè)備及服務(wù)：

E醫(yī)療保?。?/p>

F交通和通訊：

G文教娛樂用品及服務(wù)：

H其它商品及服務(wù)：

根據(jù)公式

求出2001年吉林省農(nóng)村居民的基本消費(fèi)支出

抽取模型參數(shù)的5 000個(gè)隨機(jī)數(shù)，得到吉林省農(nóng)村居民食品系數(shù)分位數(shù)回歸結(jié)果，見表1。

表1 農(nóng)村居民食品邊際消費(fèi)傾向的回歸結(jié)果

由表1的農(nóng)村居民食品邊際消費(fèi)傾向的回歸結(jié)果可以看出，在每個(gè)分位點(diǎn)上，隨著時(shí)間的遞增，農(nóng)村居民食品邊際消費(fèi)傾向逐漸減小，說明農(nóng)村居民生活水平逐年提高；隨著分位點(diǎn)的遞增，農(nóng)村居民食品邊際消費(fèi)傾向減小的速度逐漸變緩，說明近年來隨著食品邊際消費(fèi)傾向的下降其變化速度有所上升。

2.2 農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、消費(fèi)、人均居住面積的比較

恩格爾系數(shù)所反映的是食品支出占消費(fèi)總支出的比例，所以，恩格爾系數(shù)在國際上常常用來衡量一個(gè)國家和地區(qū)居民消費(fèi)水平的高低，同時(shí)，也是反映一國居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的重要標(biāo)志。

農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出比重逐年下降，恩格爾系數(shù)逐年走低數(shù)據(jù)見表2。

表2 食品消費(fèi)支出比重逐年下降，恩格爾系數(shù)逐年走低

由表2可見，吉林省農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)逐年下降，由1996年的54.5%下降到2005年的43.5%，下降了11個(gè)百分點(diǎn)，說明吉林省農(nóng)村居民的生活水平逐年提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)已由貧困型過渡到溫飽型，并且已經(jīng)步入小康型，向富裕型逐步邁進(jìn)的趨勢。

吉林省農(nóng)村居民在醫(yī)療保健、交通和通訊支出見表3。

表3 吉林省農(nóng)村居民在醫(yī)療保健、交通和通訊支出

吉林省農(nóng)村居民人均居住面積如圖4所示。

圖4 吉林省農(nóng)村居民人均居住面積

從表3、圖4可見，吉林省農(nóng)村居民在住房消費(fèi)、醫(yī)療保健、交通和通訊方面的消費(fèi)上花費(fèi)是逐年增加的，這與恩格爾系數(shù)逐年下降相吻合。

3 結(jié) 語

通過對農(nóng)村居民各年度各項(xiàng)消費(fèi)邊際消費(fèi)傾向與基本消費(fèi)進(jìn)行貝葉斯回歸結(jié)果可以看出，隨著時(shí)間的遞增，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向系數(shù)逐漸減小，說明農(nóng)村居民生活水平逐年提高；隨著分位點(diǎn)的遞增，我們可以看出，居民在食品、衣著方面邊際消費(fèi)傾向減小的速度逐漸變緩，在住房、基本消費(fèi)、文化生活服務(wù)支出、醫(yī)療保健等消費(fèi)上升速度逐漸增加，說明近年來居民生活水平提高主要體現(xiàn)在住房、基本消費(fèi)、文化生活服務(wù)支出、醫(yī)療保健等方面，而食品、衣著等方面的變化已不顯著。通過上述分析，得到從以前的吃、穿等基本生存需求為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)已經(jīng)被取代，而以教育、文化、衛(wèi)生、保健為主的新消費(fèi)結(jié)構(gòu)正在形成。

政府健全和完善社會(huì)保障制度，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。在社會(huì)轉(zhuǎn)型期，一些改革措施如教育、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等相繼出臺(tái)后，與之相配套的新社會(huì)保障制度尚不完善，導(dǎo)致廣大居民對未來收入及未來消費(fèi)預(yù)期降低，從而影響日常開支。因此，加強(qiáng)完善社會(huì)保障體系，有利于維持和穩(wěn)定居民對未來收入和消費(fèi)的預(yù)期，居民可以充分實(shí)現(xiàn)即期消費(fèi)。同時(shí)，政府加強(qiáng)消費(fèi)引導(dǎo)，推行科學(xué)消費(fèi)觀，提倡節(jié)約和文明消費(fèi)、健康消費(fèi)，提高居民生活質(zhì)量。

［1］郭妍，張立光.我國居民信息消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證研究［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2007（8）：16－19.

［2］何紹慰.我國區(qū)域性保險(xiǎn)邊際消費(fèi)傾向比較：基于Panel Data模型的研究［J］.海南大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版，2007，25（1）：61－64.

［3］馬立平.居民消費(fèi)的定量研究方法與應(yīng)用［D］：［博士學(xué)位論文］.北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2006.

［4］李武.基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異實(shí)證分析［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2007，24（6）：67－69.

［5］吉林省統(tǒng)計(jì)局.吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒1996－2008［M］.長春：［s.n.］，2009.

［6］張海燕，王明明.我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)趨勢的貝葉斯分析［J］.長春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2010，31（4）：361－366.

［7］張海燕，王紅芳.我國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)的貝葉斯分析［J］.長春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2010，31（5）：481－485.