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    農(nóng)村居民人均消費支出變化研究

    2013-11-10 06:42:30李倩華
    時代金融 2013年3期
    關(guān)鍵詞:邊際居民消費變動

    李倩華

    (鄭州大學商學院,河南 鄭州450002)

    一、理論基礎(chǔ)

    根據(jù)凱恩斯主義的觀點,消費函數(shù)和儲蓄函數(shù)分別為C=f(Y)和S=F(Y),換言之,儲蓄或者消費均為收入的穩(wěn)定函數(shù)。同時凱恩斯使用了平均消費傾向、邊際消費傾向等概念分析了收入變動對消費和儲蓄變動的影響。平均消費傾向APC(Average Propensity to Consume)等于總消費量在總收入量中所占的比例,即APC=C/Y,邊際消費傾向MPC(Marginal Propensity to Consume)等于消費增量在收入增量中所占的比例,即MPC=AC/△Y。凱恩斯認為,當收入增加時,居民增加消費,但其消費增加的幅度,比不上其收入增加的幅度——邊際消費傾向遞減規(guī)律,在收入為零時。仍有一定的消費量,稱為自主消費。因此居民消費與可支配收入之間可以建立—個一元線性回歸方程,即絕對收入假說。本文正是以此假說為基礎(chǔ)建立了雙對數(shù)模型。

    二、模型設定

    (一)研究方法

    1.實證研究和規(guī)范分析相結(jié)合,以實證研究為主。根據(jù)經(jīng)驗判斷和恰當?shù)募僭O,對影響中國農(nóng)村居民消費的不同收入因素進行實證研究,并對實證結(jié)果進行必要的規(guī)范分析,以檢驗不同收入變量對中國農(nóng)村居民消費的影響。

    2.定性和定量分析相結(jié)合,突出定量分析。本文除了采用定性分析的方法外,更重要的是采用了計量經(jīng)濟學的建模方法,并進行各種檢驗,包括:經(jīng)濟學意義檢驗、統(tǒng)計學檢驗、計量檢驗等,以實證分析有關(guān)變量對中國農(nóng)村居民消費的影響方向和程度。

    (二)模型構(gòu)建

    1.模型中所有變量定義如下:

    因變量:Y農(nóng)村居民人均消費支出;自變量:X1農(nóng)村居民人均工資性收入,X2表示農(nóng)村居民人均其他收入(除工資以外的農(nóng)民的其他收入包括家庭經(jīng)營收入,轉(zhuǎn)移支付收入和財產(chǎn)收入等);隨機誤差項:u影響農(nóng)村居民人均消費支出的其他變量和隨機因素,如居民財富等;函數(shù)的回歸系數(shù)(待定系數(shù)):β0,β1,β2。

    2.模型的具體形式:Ln Y=β0+β1lnX1+β2lnX2+μ

    (三)模型估計

    由于本文采用的是截面數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于《2010中國統(tǒng)計年鑒》為了避免異方差,利用EVIEWS軟件直接采用加權(quán)最小二乘法(WLS)進行估計得出表1中的結(jié)果:

    表1 2009年中國各地區(qū)人均消費支出對不同人均收入的回歸

    此時y0=lny;x10=lnx1;x20=lnx2

    則可得如下結(jié)果:

    (四)模型檢驗

    1.經(jīng)濟學意義檢驗。由回歸結(jié)果可得,β1,β2均大于0,表明農(nóng)村居民人均消費支出隨收入的增加而增加,但是由于β1,β2均小于1,且它們之和也小于1,表明人均收入沒相對變動1%,農(nóng)村居民人均消費支出相對變動小于1%,即邊際傾向遞減,符合凱恩斯的絕對收入理論,這表明模型通過了經(jīng)濟學意義檢驗。

    2.統(tǒng)計學檢驗。擬合優(yōu)度度檢驗:調(diào)整后的可決系數(shù)R^2=0.999995 很接近1,說明模型整體擬合得很好。

    T檢驗:給定檢驗水平0.05則自由度為28。查表得T值為2.048,由表1顯示的T統(tǒng)計量的值分別為21.67268和13.93833均遠遠大于T值,則拒絕原假設,接受備擇假設,即β1,β2均不為0,可知均通過T檢驗

    F檢驗:給定檢驗水平0.05則F(2,28)查表得F統(tǒng)計量的值為2.34,由表1可知F統(tǒng)計量的值為2621.091遠遠大于2.34,則拒絕原假設,接受備擇假設,可知方程顯著,通過F檢驗。

    3.計量經(jīng)濟學檢驗。多重共線性檢驗:利用EVIEWS軟件求出x10,x20的相關(guān)系數(shù)為0.379715,由于x10,x20的相關(guān)系數(shù)較小,則認為多重共線性不明顯,因此可不做相應的處理。

    自相關(guān)檢驗:根據(jù)DW檢驗法,給定檢驗水平0.05,根據(jù)樣本容量31和回歸參數(shù)的個數(shù)k+1=3查D.W分布表的臨界值dl=1.30和du=1.57而D-W值為1.786641 又du<1.786641<4-du由杜賓檢驗法知不存在自相關(guān)。

    三、研究結(jié)論

    由上文的模型研究可以得出以下結(jié)論:(1)lny=1.627484+0.342122lnX1+0.507733lnX2對農(nóng)村居民消費支出與收入的關(guān)系擬合得很好;(2)農(nóng)民的工資性收入每相對變動1%,則農(nóng)村居民的人均消費支出相對變動約0.34%,這說明農(nóng)村居民的工資性收入對消費的拉動占有一定的比例,因此我們要想拉動內(nèi)需,提高農(nóng)民的工資性收入是必要的方法之一;(3)農(nóng)民的其他收入包括家庭經(jīng)營收入,轉(zhuǎn)移支付收入和財產(chǎn)收入等沒相對變動1%,則農(nóng)村居民的人均消費支出約相對變動0.51,與工資性收入相比較,其他收入的邊際消費傾向相對大一些,這說明,提高農(nóng)民的其他收入,可以很好地拉動農(nóng)民的需求,因此政府采取一定的措施如增加轉(zhuǎn)移支付等增加農(nóng)民的其他收入也是提高內(nèi)需的一個方面;(4)比較β1,β2,雖然β1<β2,但是我們看到農(nóng)民的工資性收入對內(nèi)需的拉動是占有很大一部分的,這說明我國農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)正在逐漸變化,工資性收入的比重正在增加,這就要求我們重視農(nóng)民工問題;(5)我們看β1,β2之和約為0.84,說明農(nóng)村居民的邊際消費傾向很高,因此我們要拉動內(nèi)需,農(nóng)村居民的消費是必須要提高的。

    [1]鄭新立.增強消費對經(jīng)濟增長的拉動作用[J].求是,2006(09).

    [2]樊綱,王小魯.消費條件模型和各地區(qū)消費條件指數(shù)[J].經(jīng)濟研究,2004.

    [3]蘇波.擴大內(nèi)需戰(zhàn)略的重點是擴大居民消費[J].宏觀經(jīng)濟管理,2009(11).

    [4]范劍平.把擴大農(nóng)村需求作為擴大內(nèi)需的重點[J].農(nóng)村經(jīng)營管理,2009(01).

    [5]洪銀興.馬克思的消費力理論和擴大消費需求[J].經(jīng)濟學動態(tài),2010(03).

    [6]趙保常,吳志剛.農(nóng)民工工資收入問題分析[J].中國勞動經(jīng)濟學,2007.

    [7]中國統(tǒng)計局網(wǎng)站.

    [8]中國統(tǒng)計年鑒,2010.

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