摘 要：消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一，對國民經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)具有持續(xù)性作用。在中部崛起戰(zhàn)略背景下，研究中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)問題有著重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。文章采用1992年—2008年中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)，首先對中部地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)和人均純收入進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)及面板協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者之間具有協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)模型選擇與估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型；從個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型可以看出，中部六省農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)有著明顯差異，平均消費(fèi)傾向有著顯著特征；最后提出應(yīng)在中部地區(qū)實(shí)施差別化消費(fèi)政策的建議。

關(guān)鍵詞：中部地區(qū) 農(nóng)村居民消費(fèi) 面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F323.8文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2012）09-034-03

一、引言

消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一，對國民經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)具有持續(xù)性作用。尤其是在國際金融危機(jī)之后的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇中，消費(fèi)需求的增長對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長更加有效。錢納里認(rèn)為，在工業(yè)化初期一般最終消費(fèi)率在87%左右，而居民消費(fèi)率一般在73%左右。中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示：2010年中國最終消費(fèi)率為47.4%，農(nóng)村居民消費(fèi)率更低，僅占最終消費(fèi)的16.54%，我國居民消費(fèi)率明顯偏低，農(nóng)村居民消費(fèi)率更低。在當(dāng)前中部崛起戰(zhàn)略及中原經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)背景下，研究中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)問題對于擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)我國中部乃至全國經(jīng)濟(jì)的增長，走出國際金融危機(jī)的陰影有著重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對消費(fèi)問題已經(jīng)作出了大量研究并提出了相應(yīng)的消費(fèi)理論。比如凱恩斯(Keynes,1936)的絕對收入消費(fèi)理論、杜森貝利(J.S.Duesenberry)的相對收入消費(fèi)理論、莫迪利安尼(F.Modigliani)的生命周期消費(fèi)理論、弗里德曼(M.Friedman)的持久收入消費(fèi)理論，另外還有預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論、流動(dòng)性約束假說等等消費(fèi)理論。西方的消費(fèi)理論從收入、收入分配、資產(chǎn)、消費(fèi)者嗜好的變化、人口數(shù)量及結(jié)構(gòu)等方面研究了消費(fèi)的影響因素，但是其中涉及最多的還是收入對消費(fèi)的影響，所以筆者也以收入作為最基本的因素來分析消費(fèi)問題。

國內(nèi)關(guān)于我國農(nóng)村居民消費(fèi)問題的研究層出不窮，相關(guān)研究有：朱紅恒（2009）通過對1978年—2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)“U”型變化特征。劉飛（2010）采用1978年—2005年農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的人均數(shù)據(jù)，使用分段回歸的方法對其進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)邊際消費(fèi)傾向的變化趨勢呈“倒U”型，如此等等。關(guān)于中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)問題的研究則不是很多，主要是以某個(gè)中部省份來研究，而對中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的比較研究則較少。因此，筆者將通過對我國中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的分析，找出影響農(nóng)村居民消費(fèi)差異的關(guān)鍵因素，提出促進(jìn)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。

三、數(shù)據(jù)來源與面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源

筆者采用1992年—2008年中部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，選取農(nóng)村居民的消費(fèi)支出（cp）和人均純收入(ip)為經(jīng)濟(jì)變量，以1985年為基期使用農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除價(jià)格影響。這里所指中部地區(qū)包括湖南、湖北、河南、安徽、江西和山西等六個(gè)省份。

（二）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

1.面板單位根檢驗(yàn)。宏觀經(jīng)濟(jì)變量有可能是非平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)變量進(jìn)行估計(jì)就會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的問題，因此，應(yīng)該在模型估計(jì)之前對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。筆者采用LLC檢驗(yàn)等六種面板單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)。cp和ip的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，顯然，檢驗(yàn)結(jié)果顯示了面板數(shù)據(jù)存在單位根。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。由于面板數(shù)據(jù)存在單位根，需要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以考察變量之間長期均衡關(guān)系的方法，面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。通過表2的兩種方法檢驗(yàn)，說明中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)與人均純收入之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)和中部地區(qū)人均純收入之間存在長期均衡關(guān)系，因此，該面板數(shù)據(jù)可以進(jìn)行面板模型回歸分析。

四、面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)方法選擇與分析

常見的面板數(shù)據(jù)靜態(tài)模型主要有混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型等。下面分別以這三種模型來估計(jì)，從中選擇最優(yōu)模型估計(jì)方法。

1.混合效應(yīng)模型。如果面板數(shù)據(jù)不同個(gè)體之間不存在顯著性差異，不同截面之間也不存在顯著性差異，就可以把面板數(shù)據(jù)混合在一起用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)而得到混合效應(yīng)模型?；旌闲?yīng)模型的一般形式為：

yit=β1+■βkxkit+uit

中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果如下：

cｐ＾it=44.54+0.71iｐ＾it

（2.0） （22.8） R2=0.84，RRSS=471244

2.個(gè)體固定效應(yīng)模型。

（1）模型估計(jì)。個(gè)體固定效應(yīng)模型是對于不同的縱剖面時(shí)間序列只有截距項(xiàng)不同的面板模型。如果從時(shí)間和個(gè)體上看，面板數(shù)據(jù)回歸模型的解釋變量對被解釋變量的邊際影響均是相同的，而且除模型的解釋變量之外，影響被解釋變量的其他所有確定性變量的影響只是隨個(gè)體變化而不隨時(shí)間變化時(shí)，面板數(shù)據(jù)應(yīng)設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型。個(gè)體固定效應(yīng)模型的一般形式為：

yit=β1+■βkxkit+uit

估計(jì)結(jié)果如下：

cｐ＾it=66.82-6.38D1+4.43D2-62.35D3-56.21D4+5.87D5+114.65

D6+0.673696IPit

（5.44） （39.39）

R2=0.96，URSS=121588.5

其中虛擬變量D的定義是：

其中i取1代表安徽，取2代表江西，取3代表山西，取4代表河南，取5代表湖北，取6代表湖南。以下分析中D的含義和取值與此一致，不再解釋。

（2）個(gè)體固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)。在應(yīng)用個(gè)體固定效應(yīng)模型研究消費(fèi)問題時(shí)，必須基于Hendry的“一般到特殊”的建模思想，采用無約束模型和有約束模型的回歸殘差平方和之比構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量，以檢驗(yàn)設(shè)定個(gè)體固定效應(yīng)模型的合理性。

F檢驗(yàn)的零假設(shè)：

H0：α1=α2=…=αn-1=0

設(shè)RRSS是有約束模型即混合效應(yīng)模型的殘差平方和，URSS是無約束模型即個(gè)體固定效應(yīng)模型的殘差平方和，則在零假設(shè)下：

F1=■～F（N-1，N（T-1）-K+1）

因此，在給定的顯著性水平下，如果拒絕了零假設(shè)，則將模型設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型是合理的。從表3可以看出，混合模型與個(gè)體固定效應(yīng)模型相比，設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型更為合理。

3.個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

（1）模型估計(jì)。面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型中包含了許多虛擬變量，減少了模型估計(jì)的自由度，同時(shí)，固定效應(yīng)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)難以滿足模型的基本假設(shè)，易于導(dǎo)致參數(shù)的非有效估計(jì)，為彌補(bǔ)固定效應(yīng)模型的不足，Maddala將混合數(shù)據(jù)回歸的隨機(jī)誤差項(xiàng)分解為截面隨機(jī)誤差分量、時(shí)間隨機(jī)誤差分量和個(gè)體時(shí)間隨機(jī)誤差分量三部分，其一般形式為：

yit=β1+■β1Xkit+ui+vt+wit

其中u表示截面隨機(jī)誤差分量，v表示時(shí)間隨機(jī)誤差分量，w表示個(gè)體時(shí)間隨機(jī)誤差分量。如果模型中只存在截面隨機(jī)誤差分量u，而不存在時(shí)間隨機(jī)誤差分量v，則稱為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，如果二者同時(shí)存在，則稱為個(gè)體時(shí)間隨機(jī)效應(yīng)模型。

筆者討論個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果如下：

Cｐ＾it=66.20-6.17D1+4.28D2-60.64D3-54.69D4+5.67D5+111.56

D6+0.674596IPit

（2.60）（39.46）

R2=0.94,URSS=140775.9

（2）固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型設(shè)定檢驗(yàn)。

對于面板數(shù)據(jù)模型：yit=β1+■βkxkit+uit+vt+wit，令εit=ui+vt+wit，Maddala和Mundlak分別指出，如果不能滿足回歸假設(shè)E<εit|Xit>=0，則個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型系數(shù)的GLS估計(jì)量β＾GLS是有偏的和非一致的。但是，正交性并不影響固定模型系數(shù)的組內(nèi)估計(jì)量β＾w的性質(zhì)，所以可以通過檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼`差項(xiàng)與解釋變量的正交性來解決面板數(shù)據(jù)回歸模型的設(shè)定問題。Hausman基于隨機(jī)效應(yīng)模型的GLS估計(jì)量β＾GLS、固定效應(yīng)模型的組內(nèi)估計(jì)量β＾w和組間估計(jì)量β＾b之間的差值，即ｑ＾=β＾GLS-β＾w、ｑ＾2=β＾GLS-β＾b和ｑ＾3=β＾GLS-β＾b，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量

mi=ｑ＾'ivi-1ｑ＾i；vi=var(ｑ＾i)(i=1,2,3)

檢驗(yàn)假設(shè)：

H0:E<εit|Xit>=0

H1:E<εit|Xit>≠0

在零假設(shè)H0下，統(tǒng)計(jì)量mi漸近服從K個(gè)自由度的X2分布。如果不能拒絕零假設(shè)，模型應(yīng)設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型，否則應(yīng)設(shè)定為固定效應(yīng)模型。H檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以看出，95%的概率下模型應(yīng)設(shè)定為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

（3）隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果分析。從上文（1）中的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可以看出，我國中部地區(qū)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.674596，而不同省份農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)支出差異較大，湖南省為177.76，湖北省為71.87，江西省為70.48，安徽省為60.03，河南省為11.51，山西省為5.56；自發(fā)性消費(fèi)最高的省份與最低的省份相差30多倍，差距較大；而且河南省、山西省與其他省份相比，農(nóng)村居民自發(fā)性消費(fèi)明顯偏低。

而中部地區(qū)農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向也有著顯著特征。從圖1可以看出，中部地區(qū)六省份的農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向從1992年至1998年之間呈下降趨勢，1999年以后呈緩慢上升態(tài)勢，而且湖南省農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向始終高于中部地區(qū)其他省份，山西省農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向在2005年之前基本上低于中部地區(qū)其他省份，而2005年之后則有明顯提升，（下轉(zhuǎn)第37頁）（上接第35頁）并超過了河南省和江西省。

五、結(jié)論及建議

對中部農(nóng)村居民的人均消費(fèi)和人均純收入的面板單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人均消費(fèi)和人均純收入均存在單位根，為了避免虛假回歸，進(jìn)而進(jìn)行了面板協(xié)整檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)人均消費(fèi)和人均純收入之間存在協(xié)整關(guān)系，由此對中部地區(qū)人均消費(fèi)和人均純收入的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)設(shè)定為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型是適合的。由面板個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果可知，我國中部地區(qū)農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向比較接近，大致為0.67，而中部六省農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)存在較大的差距，湖南農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)最高，山西省農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)最低，同時(shí)中部六省農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向也有比較明顯的特征。

中部六省經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系著我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的順利實(shí)現(xiàn)，而作為中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要部分的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的好壞直接關(guān)系著中部區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展乃至全國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。而且增加消費(fèi)對于我國當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需、走出國際金融危機(jī)的陰影是一項(xiàng)重要舉措。因此，應(yīng)針對中部地區(qū)六省份農(nóng)村居民的消費(fèi)特征制定差別性政策，提高居民的邊際消費(fèi)傾向，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)快速增長。同時(shí)，中部地區(qū)不同省份也應(yīng)根據(jù)農(nóng)村居民自身的消費(fèi)特征制定適應(yīng)性的消費(fèi)政策，比如在自發(fā)性消費(fèi)支出較低的省份采取措施影響和改善居民的消費(fèi)觀念和生活觀念，提高自發(fā)性消費(fèi)支出水平。

參考文獻(xiàn)：

1.劉大勇.我國四大區(qū)域城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向比較分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011（17）

2.劉大勇.中國農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的區(qū)域特征分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（9）

3.劉大勇.西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問題研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2011（20）

4.朱紅恒.我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向收入門檻效應(yīng)[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2009（10）

5.劉飛，我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向及其變化趨勢研究[J].商業(yè)時(shí)代，2010（13）

6.國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1993～2011各年）.北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1993～2011

7.王為農(nóng),楊帆.我國農(nóng)村居民消費(fèi)制約因素分析及政策建議[J].宏觀經(jīng)濟(jì)管理,2009（9）

8.白仲林.面板數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[M].南開大學(xué)出版社，2008

（作者單位：河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 河南鄭州 450002）

（責(zé)編：呂尚）