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关于农村居民消费函数的实证分析

关于农村居民消费函数的实证分析

更新时间:2011-09-24 14:01:58    字体:   |  | 

摘要:文章基于历年贵州省农村居民的消费情况,对经济学理论中存在的各种消费函数理论进行实证分析,找出适合贵州省农村居民的消费函数,以期找出对贵州省农村居民消费有决定性作用的因素,从而为扩大内需提供一些参考意见。


关键词:农村居民;消费函数;线性回归模型;Eviews
  
  一、研究背景
  消费是拉动国家经济增长的三驾马车之一,世界金融危机过后,在我国外需下降的情况下,扩大居民消费就显得更加重要,而对于半数以上国民都是农村居民的中国来讲,能否扩大农村居民消费就直接关系着中国经济能否保持快速增长。决定消费的因素有很多,在经济学中就存在着众多的消费函数理论,每种消费函数中的自变量不相同。
  贵州省是一个经济比较落后的内陆地区,其出口额本就较少,更能代表当下我国外需下降的情况,且其农村居民达到了2600多万人。因此,选择贵州省具有一定的代表性。
  二、理论与实证分析
  在西方经济学中存在着不同的消费函数理论,其中居于主流的主要有四种,分别是:绝对消费理论、相对消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论。每种理论的产生环境以及前提假设不同,因此其侧重的解释因素不同,表现在计量模型中就是解释变量不同。用计量经济模型来衡量各种消费理论的一个前提是理论中的解释因素要能得到量化,因此从该点考虑出发,永久收入消费理论就难以符合这个条件,因为迄今为止还没有找到有效的方法来区别该理论中的持久收入和瞬时收入、持久消费和瞬时消费。所以本文仅对另外三种理论进行实证分析。
  (一)凯恩斯绝对消费假说
  1、相关理论依据
  根据凯恩斯的理论,在影响消费的众多因素中,家庭收入起着决定性的作用,消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加,人们的消费也增加,但是消费的增加不及收入增加的多,即消费的边际倾向是小于1的。
  2、绝对消费假说的检验
  (1)模型的建立
  根据绝对消费假说建立一元线性回归模型Ct=β0+β1Y+Ut,其中:可支配收入是决定消费的唯一重要的因素;我们用Ct来表示当期消费,Y表示当期可支配收入,β0表示可支配收入为0时的消费,即为维持生存的最低消费量,β1为边际消费倾向。
  (2)数据的采集与初步分析
  我们从统计年鉴中搜集到了1978-2008年的贵州省农村居民的可支配收入以及消费水平的数据。利用Eviews进行数据分析。首先对上述数据进行散点图分析,由Ct和Y的散点图可以看出:Ct和Y的线性关系比较明显,说明假设的线性方程比较恰当。
  (3)模型参数的估计
  我们用最小二乘法进行回归分析,得到结果:
  Ct=36.44+0.78*Y
  P=(0.003);(0.00)
  R2=0.996
  以上是就回归的结果,其中:β0和β1均通过了检验,且方程的R2非常高。
  (4)检验与修正
  a、异方差检验。对上述方程进行White检验(本文选择的都是不含有交差项的检验),检验得到的相伴概率P值为0.01,小于显著性水平,认为该方程存在异方差。
  对异方差进行修正,因为消费Ct的残差随着解释变量Y的增加而增加,因此以1/Y为权,做加权最小二乘估计,得到:Ct/Y=β0/Y+β1+Ut/Y。进行回归,得到估计方程如下:
  Ct=11.85+0.82*Y
  用修正之后的残差做White检验,检验结果说明已经克服了异方差性,但是修正的代价是方程的拟合优度大幅度下降,从0.996下降至0.2,考虑到异方差并不会影响估计参数的无偏性,因此使用未经修正的估计方程。
  b、自相关检验。从原方程的输出结果得知D-W统计量为0.764,可知,该方程存在正自相关。再对残差进行LM检验,发现该方程只存在一阶自相关,得到残差的回归估计方程:
  Resid=3.664-0.005*Y+0.635Resid-1
  接下来用广义最小二乘法对自相关问题进行修正。首先估计自相关系数:
  ρ=1-DW/2=1-0.764/2=0.618
  对原变量做广义差分变换。令:
  GDCt=Ct-0.618*Ct-1
  CDYt=Yt-0.618*Yt-1
  对GDCt和GDYt,以1979-2008年为样本再次回归,得:
  GDCt=18.73+0.76*GDYt
  两个估计参数对应的P值分别为0.05和0.00,R2=0.986。经过修正之后的方程的拟合优度很高,且经检验可得误差项不存在自相关。返回运

[1] [2] [3] 

算得到:β=./(-ρ)=.,则原模型的广义最小二乘估计结果是:
  Ct=..*Y
  ()绝对消费假说的实证总结
  从上可知,贵州农村居民消费行为比较符合凯恩斯的绝对消费假说,且贵州省农村人均消费性支出平均占可支配收入的%,总体上来讲比较低,贵州农村居民消费具有较大的潜力。但是凯恩斯的绝对消费假说里有一个理论缺点,即建立在名义货币工资上的消费理论,不能反映:当名义工资不变,但是物价上涨时人们的消费变化。因此,在寻找影响消费的因素时,应剔除物价指数变化的影响,但这不属于本文的探讨范围。
  (二)相对收入消费理论
  、相关理论依据
  美国经济学家杜森贝利认为消费者的消费会受自己过去的消费习惯以及周围的消费水准的影响,从而消费是相对地决定的。依照人们的习惯,增加消费容易,减少消费困难,因为一向过着高水准生活的人,即使收入降低,多半也不会马上降低消费水准。消费固然会随着收入的增加而增加,但不易随着收入的减少而减少。
  、相对收入消费理论的检验
  ()模型的建立
  根据相对收入消费理论,消费者的消费支出不仅受自己现期可支配收入的影响,而且也受过去时期的可支配收入的影响。在这种假设下,t期的消费可以表示成分布滞后的模型:
  Ct=ββ·Ytβ·Yt-Ut
  其中:Yt为当期可支配收入,Yt-为前期最高收入,Ut为随机误差项。
  ()数据的采集与初步分析
  依然使用前面搜集的贵州农村居民的收入与消费数据。先对原始数据进行初步加工,找出对应每一年的前期的最高收入。然后分别描绘Ct与Yt-以及Ct与Yt之间的散点图,从描绘的散点图可初步判断,Ct与Yt以及Yt-之间的线性关系比较明显。
  ()模型参数的估计
  对于上述假设方程,利用最小二乘法进行回归估计,得到:
  Ct=..*Yt-.*Yt-
  P=(.);(.);(.)
  Ad.R=.
  根据回归结果,除了Yt-的系数之外,其他系数均通过检验。Yt-的系数等于-.,表明:贵州农村居民的现期消费与过去的最高收入成反向相关关系,明显不符合经济意义。并且,Yt-的统计量对应的P值是大于显著性检验水平.,故认为Yt-的系数不显著。再对Yt-做多余变量检验,得到:F=.,对应的P值为.,远远大于显著性检验水平.,故认为Yt-是多余的解释变量,不应该作为解释变量纳入方程。
()相对收入消费理论的实证总结
  从以上的回归结果可以看出,相对收入消费假说并不适合于贵州省农村居民的消费函数,对于贵州省农村居民来讲,过去的收入对其现期消费并不构成重要的影响,而绝对收入才是影响居民消费的重要因素。
(三)生命周期的消费理论
  、相关理论依据
  美国经济学家莫迪利安尼认为人们会在更长时间内计划他们的生活开支,从而达到他们在整个生命周期内消费的最佳抉择。一般说来,年轻人家庭收入偏低,这时消费可能会超过收入,但是随着他们进入壮年和中年,收入日益增加,这时收入就会大于消费,并且这些收入还可以弥补年轻时代的消费收入差额以及用于养老。
  、生命周期消费理论的检验
  ()模型的建立
  根据生命周期消费假说,人们的现期消费Ct不仅和现期收入Yt有关,而且和消费者以后的各期收入的期望值以及开始时的资产有关。在这种假定前提下,用线性计量模型表示消费者的消费模型为:
  Ct=ββ*Ytβ*AtUt
  其中:At为即刻消费者拥有的住房财产,因为储蓄直接的由收入和消费决定,所以本文不将储蓄作为解释变量。
  ()数据的采集与初步分析
  我们在统计年鉴上找到贵州-年农村居民的人均住房面积和每平方米的住房价值,经过简单相乘处理,得到农村居民人均拥有的房产价值。首先通过散点图进行初步分析,从软件给出的散点图可以初步判断,Ct和Yt以及At之间存在着明显的线性关系。
  ()模型参数的估计
  对于生命周期消费理论的消费函数,仍然用最小二乘法估计,得到结果如下:
  Ct=-..*Yt.*At
  P=(.);(.);(.)
  Ad.R=.
  除了Yt的系数通过检验外,At的系数和常数项都未通过显著性检验。由经验可知,如果模型的R很大,F检验通过

     

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