基于面板模型的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)證檢驗(yàn)

趙躍杰

（中國人民大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872）

近年來隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速平穩(wěn)發(fā)展，居民消費(fèi)需求不足問題日益突出。根據(jù)資金流量表的計(jì)算，我國居民部門消費(fèi)傾向從1992年的70.45%持續(xù)下降到2005年的64.39%，下降了6.06個(gè)百分點(diǎn)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)是研究居民消費(fèi)問題的基礎(chǔ)，在已有的研究我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)問題的文獻(xiàn)中，大多以城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)為研究對象，如徐海云、涂雄苓（2007）和樊茂清、任若恩（2006）等，而針對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究較少。在我國這么一個(gè)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)分化明顯，農(nóng)村人口在長期仍然占據(jù)很大比例，并且農(nóng)村居民消費(fèi)無法得到滿足的國家里，農(nóng)村居民消費(fèi)的改善對刺激我國居民消費(fèi)顯然有著非常重要的作用。正基于此，本文利用農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民不同收入階層在食品、衣著、家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通信等方面的相關(guān)數(shù)據(jù)，對不同收入階層居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了細(xì)致的實(shí)證研究。

1 實(shí)證模型的選擇及構(gòu)建

在我國居民統(tǒng)計(jì)調(diào)查中，有按收入分組調(diào)查的數(shù)據(jù)資料，雖然該項(xiàng)調(diào)查是從1968年開始的，但是由于期間收入等級的分組標(biāo)志發(fā)生過變化，調(diào)查初始階段的數(shù)據(jù)與近年來的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不具備可比性，但是若僅僅采用最近的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列分析，難以形成有效的樣本容量。針對這一問題，本文采用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）分析方法進(jìn)行實(shí)證分析，面板數(shù)據(jù)分析方法既可以將收入對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響單獨(dú)分離出來，又能起到擴(kuò)大樣本容量的作用。面板數(shù)據(jù)模型可劃分為無個(gè)體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型，分別可以表示為：

其中yit在各項(xiàng)支出模型中分別表示第i個(gè)收入階層居民在第t年該項(xiàng)消費(fèi)的人均支出；xit表示第i個(gè)收入階層居民在第t年人均可支配收入；αi和βi為待估參數(shù)，分別表示截距項(xiàng)和各項(xiàng)支出的消費(fèi)傾向，前者表示可支配收入為零時(shí)，所必需的該項(xiàng)消費(fèi)支出量，后者表示可支配收入每增加一單位，該項(xiàng)支出的增加量；uit為隨機(jī)干擾項(xiàng)；N和T分別代表個(gè)體數(shù)目和時(shí)間跨度。

由于樣本數(shù)據(jù)中包含個(gè)體、指標(biāo)、時(shí)間3個(gè)方向上的信息，因此，建立面板數(shù)據(jù)模型第一步便是檢驗(yàn)被解釋變量yit的參數(shù)αi和βi是否對所有個(gè)體樣本點(diǎn)和時(shí)間都是常數(shù)。常用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

檢驗(yàn)方法如下：

（1）計(jì)算方程（3）的殘差平方和，記：

（2）計(jì)算方程（2）的殘差平方和，記：

則方程（2）的殘差平方和S2可記為

（3）計(jì)算方程（1）的殘差平方和，記：

則方程（3）的殘差平方和S3可記為

根據(jù)上述計(jì)算過程可以得到以下結(jié)論：

可以得到在假設(shè)H2下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

在假設(shè)H1下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

若計(jì)算所得的供給量F2不拒絕假設(shè)H2則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型（1）；若拒絕假設(shè)H2則繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H1。若計(jì)算所得的統(tǒng)計(jì)量 F1拒絕假設(shè) H1，則用模型（3）擬合樣本，反之則用模型（2）擬合。

本文采用1995～2007年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。使用字母C1～C8分別代表食品、衣著、家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通信、教育文化、居住以及雜項(xiàng)等八個(gè)方面的消費(fèi)支出；L0代表農(nóng)村居民；L1～L7代表城鎮(zhèn)居民中最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶和最高收入戶。由于模型僅就各收入等級自身的資料進(jìn)行研究，所以將模型取為固定影響模型，表1對各支出模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，從統(tǒng)計(jì)上也證明了采用固定影響模型的合理性。分別計(jì)算各支出模型的變系數(shù)模型、變截距模型和混合回歸模型的殘差平方和S1、S2和S3，進(jìn)而根據(jù)面板數(shù)據(jù)理論求得統(tǒng)計(jì)量F1、F2，計(jì)算結(jié)果列于表2，根據(jù)F1、F2統(tǒng)計(jì)量為不同消費(fèi)支出選擇不同的模型。由于在該組面板數(shù)據(jù)中N=8，T=13，k=1，所以可以計(jì)算得出該模型f1統(tǒng)計(jì)量的自由度為(N-1)k=7，N(T-k-1)=88；統(tǒng)計(jì)量F2的自由度為(N-1)(k+1)=14，N(T-k-1)=88。取顯著水平α=0.05時(shí)，由F分布數(shù)值表可以查得F(7,80)=2.12，F(xiàn)(14,80)=1.81。

表1 C1-C8各組面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表2 C1-C8各組面板數(shù)據(jù)的模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果

表3 C1-C8各組面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對各支出模型進(jìn)行的F檢驗(yàn)表明，收入差異是影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的重要因素，不同收入階層的消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在著顯著差異。具體來說，收入不同對于衣著、家庭設(shè)備以及教育娛樂等方面的支出的影響，主要表現(xiàn)在平均消費(fèi)水平上，即對α值產(chǎn)生影響，而對邊際消費(fèi)傾向不存在影響，即不同收入階層居民的β值相同；而對于食品、醫(yī)療保健、通訊交通以及居住方面處于不同收入階層的居民不僅平均消費(fèi)水平不同，而且邊際消費(fèi)傾向也存在著較大的差異。

2 各消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

為了考察所采用的各時(shí)間序列的平穩(wěn)性，如果非平穩(wěn)則進(jìn)一步得出各時(shí)間序列的階數(shù)，本文分別對各項(xiàng)消費(fèi)支出的原數(shù)據(jù)和一階、二階差分進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，對于可支配收入以及各項(xiàng)消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)的原序列和一階差分序列，在5%的顯著性水平下，不拒絕原假設(shè)；可支配收入以及各項(xiàng)消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)的二階差分序列，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)。即，可支配收入以及各項(xiàng)消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)的原序列和一階差分序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。但是對于他們的二階差分而言為平穩(wěn)序列，即它們都是I(2)過程。

對于非平穩(wěn)序列，為了使回歸有意義本文采用基于回歸殘差的Engle-Granger二階段協(xié)整檢驗(yàn)來估計(jì)不同收入階層對各項(xiàng)消費(fèi)支出的消費(fèi)傾向，結(jié)果分別列于表4和表5中。根據(jù)各消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果可以知道，農(nóng)村居民以及城鎮(zhèn)居民中7個(gè)不同收入階層對食品消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向 的 估 計(jì) 結(jié) 果 分 別 為 0.25、0.28、0.24、0.23、0.22、0.20、0.19 和 0.15；對醫(yī)療保健消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向的估計(jì)結(jié)果分別為 0.08、0.14、0.10、0.084、0.082、0.076、0.070 和 0.05； 對交通通信消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向的估計(jì)結(jié)果分別為0.14、0.16、0.13、0.125、0.120、0.119、0.119 和 0.17；對居住消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向的估計(jì)結(jié)果分別為 0.13、0.19、0.12、0.10、0.09、0.078、0.076、和0.07；不同收入階層在衣著、家庭設(shè)備、教育文化和雜項(xiàng)等方面的消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向是相同的分別為0.05、0.02、0.12 和 0.02。

表4 變系數(shù)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

表5 變截距面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

模型中各個(gè)系數(shù)均通過相關(guān)的t檢驗(yàn)，模型的R檢驗(yàn)也都是0.95以上。觀察殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以知道各支出模型的殘差均為平穩(wěn)序列，即不同收入階層的各項(xiàng)消費(fèi)支出與其可支配收入之間存在著長期均衡的關(guān)系。

3 結(jié)論及對策建議

根據(jù)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，不同收入階層居民不僅在邊際消費(fèi)結(jié)構(gòu)上有較大區(qū)別，而且在邊際消費(fèi)傾向上也有著較大不同，基本上消費(fèi)水平隨收入等級的提高而呈現(xiàn)遞增的趨勢。具體來說：

（1）居民部門在食品、醫(yī)療保健、通訊交通以及居住等支出方面的邊際消費(fèi)傾向相對來說還是比較大的。對醫(yī)療保健項(xiàng)目邊際消費(fèi)傾向較大的解釋原因之主要是公費(fèi)醫(yī)療制度的改革增加了個(gè)人負(fù)擔(dān)部分的比重，另外，城鎮(zhèn)居民生活水平提高，保健商品（服務(wù)）消費(fèi)增加也是推動(dòng)醫(yī)療保健消費(fèi)迅速攀升的重要原因；通訊交通項(xiàng)目邊際消費(fèi)傾向較大的原因與我國近年來大力發(fā)展鐵路公路交通，拓展私人信貸業(yè)務(wù)為私人交通消費(fèi)提供信貸方面的支持，以及提供眾多種類、全方位的信息服務(wù)有著密切關(guān)系。在各項(xiàng)消費(fèi)支出邊際消費(fèi)傾向如何隨收入的升高而變化方面，食品、醫(yī)療保健、以及居住等方面支出的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)遞減趨勢，這也說明我國近年來的醫(yī)療、住房改革對較低收入階層居民沖擊較大；通訊交通支出則呈現(xiàn)先降后升的趨勢。

（2）邊際消費(fèi)傾向不隨收入變化而改變的衣著、家庭設(shè)備、教育娛樂以及雜項(xiàng)消費(fèi)等支出除教育娛樂邊際消費(fèi)傾向較大外，其余支出邊際消費(fèi)傾向均很小。這一現(xiàn)象的主要原因一方面是隨著教育改革的深入增加了居民負(fù)擔(dān)的比重；一方面是城鎮(zhèn)居民重視子女教育和自身繼續(xù)教育的風(fēng)氣越來越濃。尤其值得注意的是在教育娛樂方面，我國不同收入階層居民的消費(fèi)傾向在統(tǒng)計(jì)上并不顯著的不同，也就是說我國居民無論收入高低，對教育娛樂方面均提出較高的需求。

實(shí)證結(jié)果表明各項(xiàng)改革措施已初顯成效，通過發(fā)展服務(wù)業(yè)、私人交通、住房、醫(yī)療保健以及教育等方面來拉動(dòng)內(nèi)需已經(jīng)取得了一定的進(jìn)展。食品和衣著支出在總消費(fèi)支出中比重下降，而文化教育、醫(yī)療保健和交通通信的消費(fèi)支出比重增加，說明我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)由溫飽型向小康型的升級換代特征顯現(xiàn)。

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