中國農村居民消費水平實證研究

摘要:近年來，隨著經濟的高速發展，中國農村居民的消費水平和收入水平均有顯著提高，消費水平和收入水平之間有著密切的關系。基于凱恩斯消費函數，對1991—2007年間農村居民人均消費支出、農村居民家庭人均純收入和農村居民消費價格指數等原始數據進行處理，運用計量軟件EVIEWS對計量模型進行參數估計和統計檢驗，消除一階自相關，運用柯克倫—奧克特方法修正模型，并根據消費收入模型分析其經濟意義。

關鍵詞:農村居民;消費水平; 實證研究

中圖分類號:F320文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)01-0039-02

一、引言

改革開放以來，中國的農村經濟有了飛速地發展，隨著農村居民生活水平的提高，消費水平也有了顯著的提高。本文基于凱恩斯消費函數，建立計量經濟學模型，進行統計檢驗，分析農村居民消費水平。

二、基本理論

凱恩斯以1929—1933年的經濟大蕭條為時代背景，在《就業、利息和貨幣通論》中提出了“消費函數”的概念。凱恩斯認為，收入和消費之間存在函數關系。雖然，在現實生活中，收入水平、商品價格水平、收入分配狀況、利率水平、消費者偏好、家庭財產狀況、消費信貸狀況、消費者年齡構成以及制度、風俗習慣等因素都影響著居民的消費支出，但是在眾多的因素中有決定意義的是居民收入水平。因而凱恩斯用C= f (Y)來表示消費和收入之間的關系，其中C表示消費支出，Y表示收入水平，邊際消費傾向MPC=。如果消費支出與收入水平之間存在線性關系，則邊際消費傾向為常數，消費函數可表示為:C=α+βY，其中α，β為參數，α>0，0<β<1。參數β表示邊際消費傾向。凱恩斯的這個消費函數僅僅以收入來解釋消費，被稱為絕對收入假說[1]。

三、實證研究

1.模型設定

根據凱恩斯的消費函數C=α+βY，采用計量經濟學模型:

Ct=α+βYt+μt，其中，Ct表示t時期的消費支出，Yt表示t時期的收入水平，α和β為回歸系數，μt為隨機擾動項。

2.數據處理

從《2008年中國統計年鑒》中收集了1991—2007年間農村居民人均消費支出、農村居民家庭人均純收入和農村居民消費價格指數的數據。對這些數據進行處理，分別得出農村居民人均消費支出和人均純收入的數據。

3.回歸結果

通過EVIEWS 3.1軟件，采用普通最小二乘法(OLS)估計模型，其結果如下:

=72.67920+0.714637Y

t: (1.903) (23.282)

R2=0.9730732=0.971278

F=542.0712 DW=0.386814

其中，C表示農村居民人均消費支出(元)，Y表示農村居民人均純收入(元)。

4.計量經濟學檢驗

(1)經濟意義檢驗。從回歸結果中可以看出，=72.67920>0，

0<=0.714637<0，其符號與預期的相一致，并且其大小符合經濟理論，因此，該模型通過了經濟意義檢驗。

(2)回歸系數的顯著性檢驗—— t檢驗。從回歸結果中可以看出，回歸系數β的t值為23.282，在的顯著水平下，自由度為15的t的臨界值為2.131，有23.282>2.131，因此拒絕原假設，統計顯著，認為農村居民人均消費支出與人均純收入有顯著的線性關系。

(3)擬合優度檢驗。從回歸結果中可以看出，2=0.971278，接近于1，表明該模型的解釋變量解釋了1991—2007年間農村居民人均消費支出變異的，因此樣本回歸方程對數據擬合的很好，回歸方程通過了擬合優度檢驗。

(4)自相關檢驗——DW檢驗。從回歸結果中可以看出，DW=0.386814，在5%的顯著水平下，查DW統計量臨界值表知:dL=1.133，dU=1.381。由于0

(5)異方差檢驗——White檢驗。通過EVIEWS 3.1軟件，進行White檢驗，結果如下:

2t=-1401.607+3.701371Yt-0.000900Y2t

t: (-0.378) (0.604)(-0.374)

R2=0.163972 2=0.044540

F=0.372927DW=0.664997

有n×R2=2.787527，在5%的顯著水平下，自由度為2的x2統計量的臨界值為5.991，有2.787527<5.991，因此，接受原假設，即回歸方程不存在異方差性。

5.模型修正

根據上面的計量經學檢驗可以看出，回歸模型中存在一階自相關。下面對回歸模型進行修正，運用柯克倫—奧克特法消除一階正自相關，其步驟如下[2]:

(1)殘差et對et-1回歸，即估計et=ρet-1+εt，得到ρ的估計值。

通過EVIEWS 3.1軟件，進行普通最小二乘法(OLS)估計，結果如下:

t=-0.070421+0.803149et-1

t: (-0.011) (4.828)

R2=0.624739 2=0.597935

F=23.30730DW=1.247387

其中，=0.803149。

(2)產生C′t=Ct-Ct-1，Y′t=Yt-Yt-1，估計C′t=α+βYt，得到α和β的估計值。

回歸結果如下:

′ =-18.55299+0.823291Y′

t: (-0.883) (12.351)

R2=0.9159452=0.915945

F=152.5572DW=1.487139

從上面的回歸結果可以看出，DW=1.487139，有dU

四、農村居民消費水平分析

從上面的回歸結果中可以看出，β的估計值，=0.823291=0.823291，即邊際消費傾向為:0.823291，表明在1991—2007年間，平均每增加1元的收入，農村居民平均消費支出增加0.8元; 2=0.915945，說明農村居民人均純收入解釋了農村居民人均消費支出變動的91.5945%。

參考文獻:

[1]高鴻業.西方經濟學[M].北京:中國人民大學出版社，2007:448-477.

[2]潘省初.計量經濟學[M].北京:中國人民大學出版社，2007:140.

[3]李武.基于凱恩斯消費函數的中國城鄉居民消費差異實證分析[J].統計研究，2007，(6):67-69.

[4]鄺國良，曾鐵城.關于廣東省民用汽車擁有量的計量經濟學模型及其檢驗和預測[J].工業技術研究，2007，(8):138-141.

[5]中華人民共和國國家統計局網站，http://www1stats1gov1cn/.

[責任編輯 陳麗敏]