農村居民消費函數的實證分析

　　摘要：文章基于歷年貴州省農村居民的消費情況，對經濟學理論中存在的各種消費函數理論進行實證分析，找出適合貴州省農村居民的消費函數，以期找出對貴州省農村居民消費有決定性作用的因素，從而為擴大內需提供一些參考意見。
　　關鍵詞：農村居民；消費函數；線性回歸模型；Eviews
　　
　　一、研究背景
　　消費是拉動國家經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，而對于半數以上國民都是農村居民的中國來講，能否擴大農村居民消費就直接關系著中國經濟能否保持快速增長。決定消費的因素有很多，在經濟學中就存在著眾多的消費函數理論，每種消費函數中的自變量不相同。
　　貴州省是一個經濟比較落后的內陸地區，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
　　在西方經濟學中存在著不同的消費函數理論，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。每種理論的產生環境以及前提假設不同，因此其側重的解釋因素不同，表現在計量模型中就是解釋變量不同。用計量經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，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、相關理論依據
　　根據凱恩斯的理論，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定的函數關系。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
　?。?）模型的建立
　　根據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）數據的采集與初步分析
　　我們從統計年鑒中搜集到了1978-2008年的貴州省農村居民的可支配收入以及消費水平的數據。利用Eviews進行數據分析。首先對上述數據進行散點圖分析，由Ct和Y的散點圖可以看出：Ct和Y的線性關系比較明顯，說明假設的線性方程比較恰當。
　?。?）模型參數的估計
　　我們用最小二乘法進行回歸分析，得到結果：
　　Ct=36.44+0.78*Y
　　P=（0.003）；（0.00）
　　R2=0.996
　　以上是就回歸的結果，其中：β0和β1均通過了檢驗，且方程的R2非常高。
　?。?）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，做加權最小二乘估計，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，檢驗結果說明已經克服了異方差性，但是修正的代價是方程的擬合優度大幅度下降，從0.996下降至0.2，考慮到異方差并不會影響估計參數的無偏性，因此使用未經修正的估計方程。
　　b、自相關檢驗。從原方程的輸出結果得知D-W統計量為0.764，可知，該方程存在正自相關。再對殘差進行LM檢驗，發現該方程只存在一階自相關，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問題進行修正。首先估計自相關系數：
　　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＝Yt-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
　　兩個估計參數對應的P值分別為0.05和0.00，R2=0.986。經過修正之后的方程的擬合優度很高，且經檢驗可得誤差項不存在自相關。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果是：
　　Ct=49.03+0.76*Y
　?。?）絕對消費假說的實證總結
　　從上可知，貴州農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、相關理論依據
　　美國經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
　?。?）模型的建立
　　根據相對收入消費理論，消費者的消費支出不僅受自己現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。
　?。?）數據的采集與初步分析
　　依然使用前面搜集的貴州農村居民的收入與消費數據。先對原始數據進行初步加工，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之間的線性關系比較明顯。
　?。?）模型參數的估計
　　對于上述假設方程，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
　　根據回歸結果，除了Yt-1的系數之外，其他系數均通過檢驗。Yt-1的系數等于-0.11，表明：貴州農村居民的現期消費與過去的最高收入成反向相關關系，明顯不符合經濟意義。并且，Yt-1的統計量對應的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
　　從以上的回歸結果可以看出，相對收入消費假說并不適合于貴州省農村居民的消費函數，對于貴州省農村居民來講，過去的收入對其現期消費并不構成重要的影響，而絕對收入才是影響居民消費的重要因素。
　　
　?。ㄈ┥芷诘南M理論
　　1、相關理論依據
　　美國經濟學家莫迪利安尼認為人們會在更長時間內計劃他們的生活開支，從而達到他們在整個生命周期內消費的最佳抉擇。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老。
　　2、生命周期消費理論的檢驗
　?。?）模型的建立
　　根據生命周期消費假說，人們的現期消費Ct不僅和現期收入Yt有關，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有關。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，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）數據的采集與初步分析
　　我們在統計年鑒上找到貴州1999-2009年農村居民的人均住房面積和每平方米的住房價值，經過簡單相乘處理，得到農村居民人均擁有的房產價值。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系。
　?。?）模型參數的估計
　　對于生命周期消費理論的消費函數，仍然用最小二乘法估計，得到結果如下：
　　Ct=-56.92+0.73*Yt+0.05*At
　　P=（0.27）；（0.00）；（0.14）
　　Ad.R2=0.99
　　除了Yt的系數通過檢驗外，At的系數和常數項都未通過顯著性檢驗。由經驗可知，如果模型的R2很大，F檢驗通過，但是有些系數不能通過T檢驗，則是出現了與經典假設不相符合的現象，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象。得到LM統計量為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、自相關的檢驗。接下來檢驗方程是否存在自相關問題，由于樣本較小，不能用D-W檢驗，所以采用LM檢驗，檢驗結果表明殘差項無自相關。
　　c、多重共線性檢驗。首先求出Yt和At的簡單相關系數矩陣，為，可以判斷兩者存在很強的線性關系，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，得到簡單相關系數矩陣為：，可見兩個解釋變量之間的簡單相關系數0.34<再對這兩個變量做多余變量檢驗，檢驗結果表明，它們均為多余解釋變量，即認為住房價值對于貴州省農村居民的消費并沒有重要影響。
　　（5）生命周期消費理論實證總結
　　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、實證分析總結與建議
　　上文對西方經濟學中三種重要的消費函數進行了實證分析，實證結果表明最符合貴州省農村居民消費行為的是絕對消費函數。這說明人們的現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期可支配收入的影響，其消費的收入彈性很大。
　　目前世界經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需，而增加農村居民的消費是其中很重要的一環。從上文的分析來看：增加農民的可支配收入是擴大農村居民消費最有效的手段，而且隨著我國城鄉居民的收入差距加大，增加農村居民收入已是刻不容緩。具體政策可以增加對農民的轉移支付，加強農村基礎設施建設，將農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.計量經濟學基礎[M].南開