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    我國(guó)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的區(qū)域差異性

    2015-11-03 03:25:53武新乾司福寧劉之恒
    商業(yè)研究 2015年7期
    關(guān)鍵詞:純收入農(nóng)村居民消費(fèi)

    武新乾 司福寧 劉之恒

    摘要: 本文基于核方法分別建立了東中西部農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)非參數(shù)模型,并運(yùn)用1991-2013年全國(guó)29個(gè)省市的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果顯示:東中西部農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向存在明顯差異,東部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化最敏感,西部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化持續(xù)性相對(duì)較強(qiáng);目前東部地區(qū)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向還有下降趨勢(shì),中部地區(qū)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向則有持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),西部地區(qū)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向趨于平穩(wěn)。

    關(guān)鍵詞:農(nóng)村居民;消費(fèi);純收入;非參數(shù);核函數(shù)

    中圖分類號(hào):F318;O212.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

    作者簡(jiǎn)介:武新乾(1969-),男,河南中牟人,河南科技大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院副教授,研究生導(dǎo)師,理學(xué)博士,研究方向:非線性時(shí)間序列及其應(yīng)用;司福寧(1990-),男,河南夏邑人,河南科技大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院研究生,研究方向:應(yīng)用統(tǒng)計(jì);劉之恒(1992-),男,河南洛陽(yáng)人,湘潭大學(xué)商學(xué)院本科生,研究方向:金融學(xué)。

    一、 引言

    自2008年以來(lái),受世界金融危機(jī)影響,全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢,國(guó)際市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)加劇,外貿(mào)出口難度加大,這些都決定了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要更多地依靠擴(kuò)大內(nèi)需。由于我國(guó)幅員遼闊,各地農(nóng)村居民的消費(fèi)因經(jīng)濟(jì)狀況、生活習(xí)慣、政策因素、文化習(xí)俗等因素差異的影響而有所不同,東、中、西部地區(qū)消費(fèi)水平存在較大的差異。2010-2013年,農(nóng)村居民純收入實(shí)際增長(zhǎng)分別為14%、17%、13.5%、12.4%,農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出實(shí)際增長(zhǎng)分別為9.7%、19.2%、13.2%、12.1%;城鎮(zhèn)居民人均可支配收入實(shí)際增長(zhǎng)分別為11.3%、14.1%、12.6%、9.7%,城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出實(shí)際增長(zhǎng)分別為9.8%、15.5%、10.5%、8.3%(參照和訊網(wǎng)宏觀數(shù)據(jù))。從數(shù)據(jù)上看,我國(guó)農(nóng)村居民純收入與消費(fèi)支出均保持了相對(duì)穩(wěn)定的增長(zhǎng),并且增長(zhǎng)趨勢(shì)要好于城鎮(zhèn),但與城鎮(zhèn)相比(在2013年,城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)支出為22 880元,農(nóng)村地區(qū)為7 409元),農(nóng)村居民消費(fèi)水平仍然偏低。通過(guò)實(shí)證探索農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系的區(qū)域差異性,對(duì)于因地制宜引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)以及政府部門對(duì)不同區(qū)域農(nóng)村政策的制定有一定的參考意義。

    關(guān)于居民消費(fèi)與收入問(wèn)題的研究,早期的西方學(xué)者主要從理論上進(jìn)行各種消費(fèi)函數(shù)研究,如凱恩斯提出絕對(duì)收入假說(shuō),認(rèn)為邊際消費(fèi)傾向遞減;杜森貝里提出相對(duì)收入假說(shuō),認(rèn)為邊際消費(fèi)傾向取決于相對(duì)收入水平;費(fèi)里德曼提出持久收入假說(shuō),認(rèn)為只有持久收入增長(zhǎng),消費(fèi)支出才會(huì)相應(yīng)增加;此外,還有莫迪利安尼提出的生命周期消費(fèi)理論等。自20世紀(jì)90年代以來(lái),我國(guó)學(xué)者在借鑒西方消費(fèi)理論的基礎(chǔ)上,結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況,取得了諸多學(xué)術(shù)成果。文獻(xiàn)[1-4]運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型,通過(guò)研究數(shù)十年的消費(fèi)與收入時(shí)間序列數(shù)據(jù),實(shí)證消費(fèi)與收入間的長(zhǎng)期均衡與短期波動(dòng)關(guān)系;文獻(xiàn)[5-7]利用數(shù)年的收入與消費(fèi)數(shù)據(jù),應(yīng)用線性回歸分析的方法尋求消費(fèi)與收入之間數(shù)量關(guān)系的規(guī)律;文獻(xiàn)[8-9]則利用面板數(shù)據(jù)模型分別分析了區(qū)域貨幣政策及消費(fèi)需求問(wèn)題;文獻(xiàn)[10-11]將非參數(shù)理論引入到回歸模型中,利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)非參數(shù)相比參數(shù)回歸模型可以提高估計(jì)精度。鑒于面板數(shù)據(jù)模型可以有效區(qū)別個(gè)體間的差異,而非參數(shù)模型無(wú)需設(shè)定具體的模型形式,能夠避免模型誤設(shè)的問(wèn)題,增加了研究結(jié)論的可靠性,文獻(xiàn)[12-14]將面板數(shù)據(jù)模型與非參數(shù)結(jié)合起來(lái)研究相關(guān)問(wèn)題。

    綜上,就筆者搜集到的文獻(xiàn)而言,有關(guān)我國(guó)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的探討,尚未涉及到居民消費(fèi)與收入關(guān)系的區(qū)域差異性問(wèn)題。為此,本文以我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系的區(qū)域差異性為研究視角,將面板數(shù)據(jù)模型與非參數(shù)估計(jì)方法結(jié)合起來(lái),對(duì)我國(guó)東中西部農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的區(qū)域差異性進(jìn)行實(shí)證分析,以期進(jìn)一步豐富有關(guān)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的研究。

    二、面板數(shù)據(jù)非參數(shù)模型的建立

    由于重慶、西藏部分年份數(shù)據(jù)缺失,本文從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中選取其余29個(gè)省市1991-2013年農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與純收入數(shù)據(jù),同時(shí)將這29個(gè)省市數(shù)據(jù)按東、中、西部地區(qū)進(jìn)行分組。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括:內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。為了增加實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度以及消除價(jià)格因素影響,在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí),采用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(以1991年數(shù)據(jù)為基期)進(jìn)行了平減。在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析前,為避免經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中的異方差影響,對(duì)各個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

    (二)模型選擇

    計(jì)算過(guò)程中,選取核函數(shù)為K(u)=[SX(]3[]4[SX)](1-u2)I(|u|1),其中I是示性函數(shù),當(dāng)|u|1時(shí)它的取值為1,否則它的取值為0;窗寬的選取利用常見的交錯(cuò)鑒定法\[7\] 。

    采用MATLAB7.0編程運(yùn)行,得到了東中西部三個(gè)模型的平均擬合平方誤差CV曲線圖,如圖1所示。由圖1可見,CV值隨著窗寬h的變化而變化。按照CV值最小化選取最佳窗寬h,所得結(jié)果為:東部地區(qū)窗寬he=0.1739,中部地區(qū)窗寬hm=0.2748,西部地區(qū)窗寬hw=0.3135。

    為了選擇模型,可以比較擬合殘差圖直觀進(jìn)行判斷。圖2和圖3分別給出了固定效應(yīng)非參數(shù)模型和隨機(jī)效應(yīng)非參數(shù)模型的殘差圖。由圖2和圖3易見,東部、中部和西部地區(qū)的固定效應(yīng)模型的殘差序列整體上相對(duì)平穩(wěn),而隨機(jī)效應(yīng)模型的殘差序列相對(duì)波動(dòng)較大,尤其是東部和中部的隨機(jī)效應(yīng)模型的殘差序列呈現(xiàn)出比較明顯的不平穩(wěn)現(xiàn)象,這與模型(1)中對(duì)誤差εit的條件要求不相符合。可見,選取東、中、西部地區(qū)的固定效應(yīng)模型較為適當(dāng)。

    (三)非參數(shù)模型與參數(shù)模型的比較

    為了與參數(shù)模型進(jìn)行比較,首先利用EVIEWS6.0建立參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型。

    1.參數(shù)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型

    東部農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與人均純收入的參數(shù)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型為

    其中α*i為反映各省份消費(fèi)差異的估計(jì)結(jié)果,即平均自發(fā)消費(fèi)的偏離程度(見表1);邊際消費(fèi)傾向β=0.912656,其對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為84.6;0.326353為東部農(nóng)村居民平均自發(fā)消費(fèi)水平,其對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為3.96;R2為可決系數(shù),SSEr為殘差平方和。i=1,2,…,11對(duì)應(yīng)東部地區(qū)11個(gè)省市,t=1,2,…,23分別對(duì)應(yīng)1991年,1992年,…,2013年。

    2.參數(shù)面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型

    東部農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與人均純收入的隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)為:

    由表2可以看出,非參數(shù)模型的MAE和RMSE均明顯小于參數(shù)模型的MAE和RMSE,這說(shuō)明在對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系的區(qū)域差異性進(jìn)行實(shí)證分析時(shí),運(yùn)用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)非參數(shù)模型更具優(yōu)越性。

    三、 邊際消費(fèi)傾向的變動(dòng)特征及分析

    (一)邊際消費(fèi)傾向的變動(dòng)特征

    邊際消費(fèi)傾向m′(x)(即回歸函數(shù)的斜率)既反映了單位可支配收入中用于消費(fèi)支出的比例,同時(shí)還反映出可支配收入在不同時(shí)期對(duì)消費(fèi)支出的影響程度[8]。一般認(rèn)為消費(fèi)支出在不同的時(shí)間與可支配收入有不確定的關(guān)系,邊際消費(fèi)傾向是隨時(shí)間變化而變化的。

    通過(guò)(5)式可以計(jì)算得到各個(gè)地區(qū)在不同時(shí)間的邊際消費(fèi)。圖4給出了東、中、西部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向曲線(實(shí)線),其中點(diǎn)為地區(qū)各省市不同年份的邊際消費(fèi)傾向估計(jì)值。

    (二)對(duì)東、中、西部邊際消費(fèi)傾向變化的分析

    由圖4(a)可以看出,東部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向伴隨著可支配收入增加的變化趨勢(shì)大致可分為兩個(gè)變化周期:第一個(gè)周期(1991-2006年),邊際消費(fèi)傾向先是持續(xù)增長(zhǎng),接著持續(xù)下降;第二個(gè)周期(2007-2013年),邊際消費(fèi)傾向再次出現(xiàn)了先增長(zhǎng)后下降的變化。

    從圖4(b)中可以看出,中部農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向變化趨勢(shì)也大致可分為兩個(gè)階段:第一階段(1991-2004年),邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì),即農(nóng)村居民在純收入增加的同時(shí),用于消費(fèi)支出比例也在不斷增加;第二階段(2005-2013年),邊際消費(fèi)傾向出現(xiàn)了持續(xù)下降,農(nóng)村居民的消費(fèi)積極性受到了極大抑制。但從未來(lái)幾年的邊際消費(fèi)傾向趨勢(shì)上來(lái)看,中部地區(qū)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向已經(jīng)度過(guò)低谷期,并有持續(xù)增長(zhǎng)的發(fā)展趨勢(shì)。

    從圖4(c)中可以看出,西部農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向的變化趨勢(shì)也可分為兩個(gè)階段:第一階段(1991-2005年),邊際消費(fèi)傾向增長(zhǎng)較快;第二階段(2006-2013年),邊際消費(fèi)傾向先持續(xù)走低,然后趨于平穩(wěn)。

    從整體上來(lái)看,在這23年中,東部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化最為頻繁,中部和西部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向都有先增長(zhǎng)后下降的變化,不過(guò)中部地區(qū)有些出現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的發(fā)展趨勢(shì)。

    四、 結(jié)論與建議

    本文利用1991-2013年我國(guó)東、中、西部農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出與純收入面板數(shù)據(jù),采用固定效應(yīng)非參數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證研究,結(jié)果表明:(1)東、中、西部農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向存在明顯差異,主要表現(xiàn)為邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化的持續(xù)性不同,即東部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化最敏感,西部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向波動(dòng)變化持續(xù)性相對(duì)較強(qiáng)。導(dǎo)致各區(qū)域農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向差異的主要原因是收入的差異、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及消費(fèi)習(xí)慣的不同等。(2)目前東部地區(qū)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向還有下降趨勢(shì),中部地區(qū)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向則有持續(xù)增長(zhǎng)的趨勢(shì),西部地區(qū)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向趨于平穩(wěn)。因此,如何抑制農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向下降,讓農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)帶動(dòng)消費(fèi)的增長(zhǎng)是東部和西部農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整的一個(gè)重要方向。

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    (責(zé)任編輯:張曦)

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