張海燕, 吳麗華
(1.長春工業大學基礎科學學院,吉林長春 130012;2.遼源職業技術學院基礎教學部,吉林遼源 136201)
消費是經濟總量的主要成分,對其結構演變的研究及經濟的良性發展具有重要意義,因此,人們近年來漸趨具體地計量分析其趨勢和動態。比如,Toma Scahlk和Tomas Honzak[1]等建立的動態消費結構模型可以用于分析消費結構的收斂性;Malin和Sveriges[2]建立的DSGE模型描述了開放經濟下的消費結構。國內消費結構的研究范圍比較集中,主要體現在線性支出系統(LES)和擴展線性支出系統(ELES)模型方面。比如,李婭玲[3]采用ELES系統分別分析了四川省城鎮居民的基本消費支出、邊際消費傾向和需求收入彈性,并從經濟、社會和科技發展等因素入手討論了造成消費結構變化的原因。殷世貴[3]等對城鄉居民消費結構的變化趨勢加以分析,并比較了城鄉居民消費結構的差異。仇恒喜[5]基于對ELES模型的研究和對需求收入彈性的分析提出了關于城鎮居民合理化消費的建議。李海濤[6]進行了城鄉居民消費結構的研究,主要是通過需求收入彈性、邊際消費傾向和恩格爾系數的比較和相關分析方法。鄭浩杰[7]采用ELES系統對河南省城鎮居民的消費結構進行了計量分析,并據此提出了優化消費結構的建議。文中將從擴展線性支出系統出發,主要采用Bayes估計方法對我國城鎮居民消費結構進行計量分析,以分位數回歸分析為基礎對其特征及發展趨勢進行深入的探討。
實際消費支出可以按照用途進行分類,從而對消費支出結構加以考察,這種分類方法因其直觀而經常被研究者所采用,文中也將以此方法為基礎研究消費結構。目前,我國在統計年鑒中將居民消費支出分為8類,即食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、娛樂文化教育服務、居住、雜項商品,這樣ELES的數學模型可以寫為[8]:

i=1,2,…,8
式中:Vi——第i類商品(或服務)的價格;
Qi——第i類商品(或服務)的需求量;
X——消費者的收入;
bi——消費者對第i類商品(或服務)的邊際消費傾向。
方程(1)也可以寫成

i=1,2,…,8
在方程(2)中,令

則將方程(2)表示為

i=1,2,…,8
在方程(3)中,第i類商品(或服務)的邊際消費傾向bi和參數ai的值可以直接通過線性回歸模型估計得到。
對于方程(2)中,i=1,2,…,8時的8個方程,等號兩端對應取和得到

從而解得基本消費支出為

進一步改寫方程(3)為計量模型

式中:t——地區,t=1,2,…,W。
假設誤差項μit服從獨立、零均值、同方差的正態分布。從而似然函數為[9]:

假設ai,bi和lnσi的先驗分布是獨立的均勻分布,則


根據Bayes定理推導出參數的聯合后驗密度為

將式(9)對σi積分,可以得到ai,bi的邊緣后驗密度為

在式(10)中,令

則可以將其重新寫為

首先建立線性支出系統,其次分別采用1986,1991,1996,2001,2006年各個地區的截面數據估計ELES模型的參數,即對于方程(6)利用R軟件得到第i類商品的消費模型參數ai,bi的隨機數,再將其均值和中位數作為ai,bi的后驗估計。最后,對于所得到的各年度需求結構模型的參數估計建立其關于時間的回歸模型,用以分析我國城鎮居民消費結構的變動趨勢,據此深入探討我國城鎮居民消費結構特征和發展趨勢。
文中所使用數據除1986年城鎮消費來自《新中國五十年統計資料匯編》,其余數據包括1986年城鎮收入數據和1991,1996,2001,2006年城鎮消費和收入數據均來自《中國統計年鑒》。
首先,使用ELES模型模擬城鎮居民消費,得到ai,bi的后驗密度,并使用后驗均值和后驗中位數作為參數估計。
1986年食品消費需求估計為


根據式(5),計算得到1986年城鎮居民的基本消費支出

式中:X——可支配收入;
ViQi——第i類商品的實際支出值。
根據公式計算1986年城鎮居民的恩格爾系數,即

同樣的方法求得1991年、1996年、2001年和2006年模型的參數估計,結果見表1。

表1 城鎮居民各年度各類邊際消費傾向與基本消費的bayes估計

續表1
對城市居民各年度各項消費邊際消費傾向與基本消費進行Bayes回歸,建立模型

對于食品的消費,參數估計為:

根據后驗密度抽取參數的隨機數5 000個,得到城鎮居民食品系數分位數回歸模型為:


根據城鎮居民食品邊際消費傾向的回歸來看,可見在每個分位點上,隨著時間的遞增,城鎮居民食品邊際消費傾向都逐漸減小,說明整體來說,城鎮居民生活水平均逐年提高;城鎮居民食品邊際消費傾向下降的速度隨著分位點的遞增而逐漸變緩,說明近年來隨著食品邊際消費傾向的下降,其變化速度已趨于上升。
對于衣著的消費參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民衣著邊際消費傾向的回歸來看,可見在不同分位點上,隨著時間的遞增,城鎮居民衣著邊際消費傾向呈現先減后增的現象,總體來說,衣著比重有較小幅度增加;衣著邊際消費傾向取值較大或者較小時,隨時間變化的速度均較快,而當衣著邊際消費傾向取值適中時,隨時間變化較慢。
對于住房的消費參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民住房邊際消費傾向的回歸來看,當住房邊際消費傾向很小時,住房邊際消費傾向隨著時間遞增而逐漸減小,當住房邊際消費傾向增大時,住房邊際消費傾向隨時間的遞增而逐漸增加;住房邊際消費傾向增加的速度隨著分位點的遞增而逐漸變快,說明近年來隨著住房邊際消費傾向的增加,其變化速度呈現上升趨勢。
對于恩格爾系數的參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民恩格爾系數的回歸來看,在每個分位點上,恩格爾系數均隨時間遞增而逐漸減小,說明城鎮居民生活水平在逐年提高;城鎮居民恩格爾系數減小的速度隨著分位點的遞增而逐漸變緩,說明近年來隨著恩格爾系數的減小,其變化速度越來越快。
對于基本消費參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民基本消費的回歸來看,在每個分位點上,基本消費均隨時間遞增而逐漸上升,說明城鎮居民生活水平在逐年提高;基本消費上升的速度隨著分位點的遞增而逐漸增加,說明近年來隨著基本消費的增加,其變化速度呈現上升形勢。
對于文化生活服務支出的消費參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民文化生活服務支出的回歸來看,在每個分位點上,文化生活服務支出均隨時間遞增而逐漸上升,說明城鎮居民生活中文化生活正在逐漸豐富;文化生活服務支出上升的速度隨著分位點遞增而逐漸增加,說明近年來隨著文化生活水平的提高,其變化速度呈現上升形勢。
對于醫療保健的消費參數估計為:

分位數回歸模型為:

根據城鎮居民醫療保健的回歸來看,在每個分位點上,醫療保健消費隨時間遞增而逐漸上升,說明城鎮居民醫療保健意識正在逐漸增強;醫療保健上升的速度隨分位點遞增而逐漸增加,說明近年來隨著醫療保健消費的增加,其變化速度也有所上升。
根據需求結構模型的參數估計和Bayes回歸結果可以得到以下結論,并據此提出一些政策建議:
1)恩格爾系數逐年下降,從1986年的52.91%到2006年的35.78%,一共下降了17.13個百分點。該比例的變化說明,我國城鎮居民已經由溫飽型過渡到富裕型,并且逐步邁進最富裕型。
2)住房消費持續增加。隨著生活水平的提高,越來越多的城市居民有能力購買經濟適用房和商品房,人們對住房的環境要求也在逐步提高,伴隨著城市化進程的加快和現有房屋的自然折舊,住房的需求也將增加。
3)醫療保健、交通和通訊方面的消費成為新的消費增長點。隨著城鎮居民生活質量的改善,人們的醫療保健意識也逐漸增強,國家出臺的醫療制度改革政策也一定程度上解決了求醫問題,預防保健更加及時,從而醫療支出持續增加;隨著城市化進程的加快,人們的生活節奏普遍加快,從而促進了交通和通訊工具的現代化,促使家用汽車和移動電話等交通和通訊設備成為消費熱點。
4)文化教育方面支出持續上升。隨著經濟的發展和科學技術的進步,人們普遍意識到知識的重要性及其更新速度的加快,促使家庭中教育的投入不斷增加;文藝娛樂支出的增長,反映出隨著物質生活的富足人們開始逐步追求精神生活。
我國經濟在經過改革開放30年的持續快速發展,居民消費觀念和消費結構都發生了根本性的轉變,但是在消費結構升級過程中仍然存在一些由觀念等原因引起的問題,為了更好地引導和促進消費,提出以下建議:保證內需以促進經濟持續穩定增長;逐步健全社會保障制度以增強人們的消費信心;推行科學消費觀以合理地引導消費。
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