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    我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與收入結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究

    2013-08-12 00:56:32師佳英趙金玲
    時(shí)代金融 2013年6期
    關(guān)鍵詞:共線性財(cái)產(chǎn)性居民消費(fèi)

    謝 博 師佳英 趙金玲

    (云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,云南昆明650500)

    長(zhǎng)期以來(lái),農(nóng)村居民的消費(fèi)支出處于較低的水平,除了與農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣相關(guān)外,與居民收入結(jié)構(gòu)不合理也存在較大的相關(guān)關(guān)系。農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)分為四個(gè)部分:工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付收入。本文通過(guò)計(jì)量方法對(duì)四種收入類型進(jìn)行了一一驗(yàn)證,希望通過(guò)本文的結(jié)論能夠?yàn)閮?yōu)化農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)提供意見(jiàn),進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)支出,加速我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型[1]。

    一、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的單因素分析

    表1 彈性系數(shù)表

    采用1993~2010 年的數(shù)據(jù)[6],以農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出(lny)為被解釋變量,四種收入結(jié)構(gòu)類型:工資性收入(lnx1),經(jīng)營(yíng)性收入(lnx2),財(cái)產(chǎn)性收入(lnx3),轉(zhuǎn)移支付收入(lnx4)為解釋變量,分別進(jìn)行回歸分析得表1[3-5]。

    由表1 可知,在進(jìn)行單因素分析的時(shí)候擬合度都較好,t 檢驗(yàn)和F 檢驗(yàn)系數(shù)也明顯通過(guò),說(shuō)明四種類型收入對(duì)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的影響是十分顯著的。

    二、多重共線性的診斷及消除

    (一)多重共線性的診斷[2]

    對(duì)四個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如下表:

    表2 相關(guān)系數(shù)表

    由相關(guān)系數(shù)表可知農(nóng)村居民工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.97 以上,因而兩個(gè)變量間可能存在線性關(guān)系,即模型有多重共線性的可能。

    表3 農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出影響模型參數(shù)

    對(duì)所有的解釋變量進(jìn)行回歸分析,由表3 可知人均居民消費(fèi)支出的影響因素家庭經(jīng)營(yíng)性收入ln(X1)并沒(méi)有通過(guò)t 檢驗(yàn),因?yàn)槠鋞檢驗(yàn)值1.6264<t0.25(13)=2.16,其p 值0.1279>0.05,也沒(méi)有通過(guò)p值檢驗(yàn),表明模型中解釋變量確實(shí)存在著多重共線性。

    (二)用逐步回歸法修正多重共線性

    運(yùn)用OLS 方法逐一求lny 對(duì)各解釋變量的一元回歸方程,經(jīng)分析在四個(gè)一元回歸模型中農(nóng)村居民消費(fèi)支出lny 對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入lnX2的線性關(guān)系最強(qiáng),擬合度最優(yōu),即:lny=- 1.894+1.289lnx2,R2=0.9720,然后引入擬合優(yōu)度次最優(yōu)的解釋變量lnx1,得出方程:lny=0.4617+0.3136lnx1+0.6846lnx2,R2=0.9828。

    可以看出擬合優(yōu)度變得更好,且兩個(gè)解釋變量均能通過(guò)t 檢驗(yàn)和p 值檢驗(yàn)。此時(shí)先進(jìn)行異方差檢驗(yàn)得到圖1。由圖1 可知?dú)埐钚蛄械慕^對(duì)值分布比較隨機(jī),沒(méi)有明顯的變動(dòng)規(guī)律,可以斷定異方差不存在。

    圖1 殘差序列“re”與因變量“l(fā)ny”的散點(diǎn)圖

    再進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)可知,杜賓(DW)值為2.0526,與2 非常接近,不存在序列相關(guān),且兩個(gè)解釋變量均能通過(guò)t 檢驗(yàn)和?值為0.05 的P 值檢驗(yàn),所以應(yīng)當(dāng)加入解釋變量lnx1。

    再引入解釋變量,lnx4,lny=1.3564+0.1918lnx1+0.5410lnx2+0.2048lnx4R2=0.9907,擬合優(yōu)度變得更好,t 值均>t0.025(14)=2.145,都通過(guò)t 檢驗(yàn),p 值均小于0.05,通過(guò)P 值檢驗(yàn);再進(jìn)行異方差檢驗(yàn),由于殘差序列的絕對(duì)值分布比較隨機(jī),可以斷定異方差不存在,再次進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn),杜賓(DW)值為2.2748,與2 非常接近,即不存在序列相關(guān),且三個(gè)解釋變量均能通過(guò)t 檢驗(yàn)和α 值為的P值檢驗(yàn),所以應(yīng)當(dāng)加入解釋變量lnx4。

    經(jīng)過(guò)逐步回歸分析,表明lny 對(duì)lnx1、lnx2、lnx4的回歸模型為最優(yōu),最優(yōu)回歸方程為:lny=1.3564+0.1918lnx1+0.5410lnx2+0.2048lnx4。

    三、結(jié)果分析與政策建議

    由最優(yōu)回歸方程可知:目前影響我農(nóng)村居民消費(fèi)支出的四種收入結(jié)構(gòu)類型中,家庭經(jīng)營(yíng)性收入依然占據(jù)著最大的比重;轉(zhuǎn)移支付收入和工資性收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出也有一定的影響;這三種類型的收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出起到了最主要的影響,但是農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入在回歸方程中并沒(méi)有得到體現(xiàn),這表明在收入結(jié)構(gòu)的類型中,農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入比重太低。這也可以從數(shù)據(jù)中得以反映,在1993 年之前的農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒中還沒(méi)有財(cái)產(chǎn)性收入,93 年的人均財(cái)產(chǎn)性收入也只有7 元,而直接以農(nóng)村居民消費(fèi)支出(Y)為因變量,收入的四個(gè)組成部分x1、x2、x3、x4為解釋變量做回歸分析的話會(huì)發(fā)現(xiàn),x3的系數(shù)會(huì)特別大,這就表明農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入十分匱乏,加大農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出改善顯著,所以未來(lái)國(guó)家在促進(jìn)農(nóng)民增收方面應(yīng)注重農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的實(shí)現(xiàn)。為此國(guó)家在農(nóng)民的土地財(cái)產(chǎn)上必須明確產(chǎn)權(quán)制度,拓寬農(nóng)村居民金融財(cái)產(chǎn)收入渠道以抵消通貨帶來(lái)的影響,確保農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的實(shí)現(xiàn);同時(shí)要加大農(nóng)民的工資性收入,提高工資性收入的彈性系數(shù)。只有居民的收入有了穩(wěn)定的增長(zhǎng)機(jī)制,農(nóng)村居民的消費(fèi)市場(chǎng)才能很好的打開(kāi),從而更容易實(shí)現(xiàn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。所以,本文有關(guān)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出與農(nóng)村居民各類型收入之間的實(shí)證研究具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義,它有助于人們更直觀的了解居民收入結(jié)構(gòu)的變化,從側(cè)面反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況和農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的改善。

    [1]尹世杰,王裕國(guó).構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)之中的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的研究[M].西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2005.

    [2]李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].高等教育出版社,2005.

    [3]儲(chǔ)德銀,經(jīng)庭如.我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求和收入水平的動(dòng)態(tài)性研究——基于中國(guó)1990—2007 年[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì),2009,(I).

    [4]李群霞.我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析[J].中國(guó)管理信息化,2012(11).

    [5]徐曙敏.我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與人均純收入的實(shí)證分析[J].宜春學(xué)院學(xué)報(bào),2012(23).

    [6]《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2011》.

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