陜西省農村居民消費的實證分析

馬俊

摘要：本文在文獻回顧的基礎上，選取1993-2012年陜西省農村居民人均純收入與消費的相關數據，依據西方消費函數理論，建立了3個計量經濟模型，結合理論和實際對模型展開分析，結果表明持久收入假說及消費函數模型比較符合當前陜西省農村居民的消費實際情況，并利用該模型預測了2013-2018年陜西農村居民的人均生活消費支出，結合分析和預測結果提出了相應的對策建議。

關鍵詞：陜西農村居民;消費;收入;消費函數模型

消費是國民經濟的重要組成部分，是社會經濟活動不可或缺的一部分。正是由于消費對國民經濟的重要作用，關于消費行為的研究，一直受到高度重視。改革開放以來，陜西省經濟發展迅速，增長較快，但城鄉二元結構的長期存在，城鄉居民的收入差距仍然較大，因此深入研究和分析陜西省居民的消費函數及其特點，將有助于我們把握消費者的行為特征及其規律，加強對消費需求這一重要宏觀經濟變量的調控。

一、文獻綜述

近年來，國內的許多學者在西方消費函數理論的基礎上，結合我國的具體情況，在建立符合我國實際條件的消費函數方面進行了富有成果的研究。厲以寧（1992）;臧旭恒（1994）認為對于轉軌時期居民消費行為，生命周期—持久收入假說具有較好的解釋力。萬廣華、史清華、湯樹梅（2003）以大樣本農戶家庭為研究對象，表明當家庭財富與儲蓄率負相關時，持久收入假說不成立。劉超、尚宗元等（2007）以陜西農村居民消費行為研究對象，得出持久收入假說能較好的對陜西農戶的消費行為進行解釋。高夢滔、畢嵐嵐、師慧麗（2008）認為中國農戶消費行為能夠很好的用持久收入——生命周期假說來描述。殷善福（2009）研究認為，絕對收入假設理論比較符合當前中國農村居民的消費實際情況。艾春榮、汪偉（2010）將農戶的非農就業決策引入持久收入假說，研究表明農戶當期消費由持久收入決定，與暫時收入不相關。綜上，可以看出關于我國城鄉居民消費函數理論假說的檢驗結果存在不一致，還需深入。同時，這些研究也存在一些問題，首先，是直接假定數據符合平穩性要求，忽視了經濟數據的非平穩性，因此所建回歸方程容易產生偽回歸現象，導致模型結果缺乏解釋能力;其次，未對居民的消費進行區域和城鄉劃分，所建模型過于籠統，解釋能力不強。

基于以上論述，本文將以西方消費理論為指導，運用1993-2012年陜西省農村居民的相關數據來擬合各種消費函數模型，對時間序列數據進行相關性、平穩性，以及協整檢驗，研究絕對收入假說，相對收入假說以及持久收入假說在陜西省農村居民中的適用性。

二、數據處理

（一）數據來源與說明

本文的檢驗采用1993-2012年陜西省農村居民人均純收入（y），農村居民人均消費性支出（c）數據，數據均來自于《陜西統計年鑒》。ry和rc分別表示剔除價格因素之后人均純收入和人均消費，同時為了消除異方差，對ry和rc進行對數化處理得到lnrc和lnry。在實證研究中，所有的模型估計和分析均采用統計軟件EVIEWS60。

（二）對數據的計量經濟檢驗

本文所選取的序列為時間序列，為了避免時間序列數據的非平穩性以及“偽回歸”等問題，對所有時間序列數據進行相關性檢驗、穩定性檢驗以及協整分析。

1相關性分析。利用表1中的數據，得到序列rc和ry之間的散點圖（如圖1），從圖中可以看出二者之間有著很強的相關性，且經對數化處理之后相關性沒有改變。

2單位根檢驗。由表2可知，水平序列lnrc和lnry不是平穩的，一階差分后依舊不平穩，但二階差分后的序列是平穩的，從而序列lnrc，lnry是二階單整，即lnrc～I（2），lnry～I（2）。

3協整檢驗。在序列lnrc，lnry是二階單整的基礎上，建立回歸方程進行協整分析。進行回歸后得到殘差序列（殘差序列圖如圖2所示），并對其進行單位根檢驗，檢驗結果（如表3）表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列。綜上表明序列lnrc和lnry之間存在著協整關系，即存在著長期穩定的均衡關系。

三、各種消費理論與消費函數模型擬合

對于陜西省農村居民消費函數的研究，由于目前尚無可作建模依據的成熟的消費理論，因此，研究的起點是以歷史數據的擬合程度為標準，來比較和判斷基于西方消費理論建立的消費函數對于陜西省農村居民實際消費行為的描述是否合適。

（一）依絕對收入假說建立

凱恩斯在深入分析了影響消費的主、客觀因素的基礎上，建立了消費函數理論：即期消費隨即期絕對收入的變化而變化，并且邊際消費傾向遞減，即消費者的現期消費取決于現期的收入，但消費的增加不及收入增加的多[1]。依此可以建立的消費函數模型為：

rct=α+βryt+ut，（1）

對數變換后的模型為：

ln rct=α+βln ryt+ut，（2）

運用表1中的數據對（2）式進行回歸后發現存在自相關，所以為了消除自相關，運用廣義差分法進行回歸，結果為：

ln rct=0987753 ln ryt+0576162AR（-1）

（3034442）（3106803）

R2=0994068R2=0993719

DW=1424593

從DW值分析，模型不存在自相關問題，調整后的相關系數達到09993，模型擬合優度較好，變量之間線性相關顯著，并且此模型通過了各種檢驗，比較適合用于解釋陜西省農村居民消費行為。

（二）依相對收入假說建模

杜森貝里認為，居民的消費行為具有“示范效應”和“棘輪效應”。其中“示范效應”是指居民的消費會受到周圍其他人消費行為的影響。而“棘輪效應”則是說居民的消費不僅僅受當期收入的影響，還受到過去最高收入的影響。[2]。因此在這種假設下，消費與收入的關系可以表示為分布滯后或自回歸的模型：

rct=α+βryt+χryt-1+ut（3）

rct=α+βryt+χrct-1+ut（4）

對數變換后的模型為：

ln rct=α+βln ryt+χln ryt-1+ut（5）

ln rct=α+βln ryt+χln rct-1+ut（6）

運用表1中的數據對（5）式進行回歸后結果為：

ln rct=-018639+1382534ln ryt-0376615ln ryt-1

（-1198214）（8526772）（-2311348）

R2=0993436R2=0992616

F=1210824

在上述回歸方程中，除ln ryt之外的其他解釋變量都不能通過顯著性檢驗，且ln ryt-1系數為負，經濟意義不合理。經檢驗得ln ryt與ln ryt-1兩個解釋變量之間存在嚴重的共線性。所以運用表1中的數據對（6）式進行回歸，結果為：

ln rct=-0215931+1114627ln ryt-0101763ln rct-1

該自回歸模型依然不能通過檢驗，其原因與分布滯后模型相同。綜上表明，依相對收入假說建立的模型不符合陜西省農村居民的消費行為。

（三）依持久收入假說建立模型

弗里德曼認為，人們的消費取決于居民的持久收入。他將居民收入分為持久收入和暫時收入，持久收入是指在相當長時間里可以得到的收入，是一種長期平均的預期內得到的收入。暫時收入是指在短期內得到的收入，是一種暫時性偶然的收入[3]。暫時收入和持久收入數據的劃分按照弗里德曼（1957）持久收入理論的方法：

YPt=∑kj=0αjYt-j=α0Yt+α1Yt-1+…+αkYt-k

YTt=Yt-YPt

巴拉（Bhalla，1980）針對發展中國家，提出的估計公式，取K=2，α0=0437，α1=0323，α3=024，YPt=0437Yt+0323Yt-1+024Yt-2。其中，YPt為持久性收入，YTt暫時性收入。

依據此假設可以建立的消費模型為：

rct=α+βrypt+χrytt+ut（7）

經過對數化處理后模型為：

ln rct=α+βln rypt+χln rytt+ut（8）

運用表1中的數據對（5）式進行回歸后結果為：

ln rct=0179442+0941907ln rypt+0052398ln rytt

（00464） （00000） （00007）

R2=0986901R2=0985154

F=5650535

DW=1360852

從估計方程的檢驗指標來看，估算結果是相當理想的。首先，各解釋變量都通過了顯著性檢驗，說明影響顯著：其中，相對于消費，持久收入的彈性為0941907，即持久收入的變動1單位將帶動0941907單位的消費，表明陜西省農村居民的消費主要是由持久收入決定的。其次，從樣本決定系數和F統計量可以看出回歸方程擬合程度很好。同時，表4中LM統計量表明回歸方程的殘差序列不存在相關性。綜上，說明該模型能很好的解釋陜西省農村居民的消費行為。

四、分析評價與預測

（一）分析評價

以上分別依據絕對收入假說、相對收入假說、持久收入假說建立了消費函數模型，通過初步的分析發現，絕對收入假說和持久收入假說都能夠很好的解釋陜西省農村居民的消費行為。本文將通過對這兩個模型預測功能的評價來確定哪個模型具有更好的解釋力。本文采用1993-2009年的數據進行參數估計，用2010-2012年的數據作為檢驗性數據，來分別考查兩個模型下實際值和預測值的差別。

一般而言，如果預測結果好，偏差比和方差比應該較小，協方差較大。但在檢驗結果中（圖3和圖4），這兩種模型的預測協方差比例基本相近，因此不能直接看出哪個預測效果更好，故選擇將對數化之后消費支出的真實值lnrc與基于絕對收入假設下的預測值lnrcf1和基于持久收入假設下的預測值lnrcf2在同一坐標中進行描述（如圖5所示），可以看出預測值lnrcf2離真實值lnrc更近，其預測擬合效果更好。綜上，依持久性收入假說建立的模型能更好地解釋陜西省農村居民的消費規律。

（二）消費預測

本文選用傳統消費函數比較后的最優模型：持久收入假說模型對陜西農村居民未來的消費情況進行預測。要想預測消費的相關數據，就必須先預測到農村居民未來的收入，繼而得到持久收入和暫時收入的預測值，繼而得到最終的消費數，具體預測結果如表5所示。

五、結論與建議

（一）研究結論

本文通過實證分析，得出絕對收入假說和持久收入假說的兩種消費函數能夠很好的解釋陜西省農村居民的消費行為，這也從側面反映出收入對陜西省農村居民的消費影響非常大。最終通過預測精度的評價分析得出持久收入假說更符合陜西省農村居民消費的實際情況，更適合用來解釋和分析陜西省農村居民的消費行為。表明陜西省農村居民的消費主要由持久性收入決定，換言之，消費者的消費行為并不完全是由當期收入水平決定，而是從他可以支配和預期得到的全部收入的角度來進行合理消費。此外，從表5中我們也能看出陜西省農村居民的人均純收入和生活消費支出仍將以遞增的速率持續上漲。

（二）對策建議

基于本文的研究結論，結合陜西省的省情和近幾年中央一號文件《中共中央國務院關于加大統籌城鄉發展力度進一步夯實農業農村發展基礎的若干意見》的相關內容，可以得到如下對策啟示和建議。

1提高陜西省農村居民收入，拉動農村居民消費。從前面的分析可以看出，收入對陜西省農村居民消費有明顯的正影響，收入每增加1%可引起消費增加942%。拉動經濟增長必須要更大程度上提高農村居民的收入，而農村居民收入的主要來源于農業收入，因此必須在農業上做好文章，優化農業產業結構，發展優質高效農業，大力發展農產品深加工，走精細化、集約化和產業化發展道路，提高農產品的附加值。

2要營造良好的陜西省農村居民消費環境，增強農村居民的消費信心。陜西省雖然已經在農村地區啟動了醫療和保險等社會保障制度，但這種社會保障深度有限，力度不夠，致使許多農民為了預防將來的不確定性支出而選擇減少消費，所以應當逐步建立健全農村的社會保障制度。陜西農村居民消費很大程度取決于持久收入，而持久收入受人們收入預期的影響，完善的社會保障體系將減少影響居民消費預期的不確定因素，增強農村居民的消費信心，引導農村居民合理、科學地進行消費。[4]

3大力推進新農村建設，改善農村基礎設施。陜西省有很大部分農村地區的基礎設施在數量、質量和規模上，都還不能滿足消費市場的發展，成為制約消費的一個重要因素。陜西省各級政府應在投資上加大對農村政策傾斜的力度，一是加強農村道路交通等生產性基礎設施，增強農業的綜合生產能力，增加農民收入;二是繼續加強農村地區有線電視等生活基礎設施建設，有利于提高相關產品的消費水平和改善消費結構。

參考文獻：

[1] 凱恩斯2011就業、利息和貨幣通論[M]魏塤西安：陜西人民出版社

[2] 唐彬2013居民消費理論綜述與貨幣政策建議[J]時代金融，（3）：1-2

[3] 史玉偉2005消費函數理論主要假說述評[J]經濟經緯，（3）：17-18

[4] 劉超、尚宗元等2008陜西農村居民消費函數實證分析[J]《鄉鎮經濟》，（5）：62-65