中国城镇居民消费的地区差异研究，本文主要内容关键词为：中国论文,居民消费论文,城镇论文,差异论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景与意义
1994年以来，我国加快了建立社会主义市场经济体制的步伐，居民消费对市场的导向作用日益增强，通过启动消费拉动经济增长的问题成为了社会关注的焦点。因此，研究市场经济逐渐发展、完善过程中我国城镇居民的生活消费，了解影响城镇居民消费的主要因素并揭示其地区特性，同时给出各地区城镇居民消费的短期预测方法，有助于分析、预测二十一世纪消费对经济发展的影响。
考虑到不同的经济制度对居民消费支出的影响存在差异，本文利用1994～1999年《中国统计年鉴》提供的年度数据进行分析，主要运用合成数据（panel data）模型。合成数据是对不同时刻的截面个体做连续观测所得到的多维时间序列数据。合成数据模型是一类利用合成数据分析变量间相互关系并预测其变化趋势的计量经济模型。选用该模型的理由在于：
1.解决了时间序列长度过短（样本期为6年）建立时序模型所造成的困难，以及单纯的截面模型不能体现时期特征的不足；
2.可深入到“省市”层次研究消费，有利于对比分析，从而体现地区差异；
3.比通常研究使用的描述统计等简单分析方法更能揭示数据的本质特征；
4.提高了模型参数估计精度，同时大大降低了共线性的影响。
二、模型简介
合成数据模型基本假设称作参数齐性假设。违背假定的情况通常有参数非齐性偏差和选择性偏差。前者包括截面单元参数非齐性和时间序列参数非齐性，后者主要由非随机抽样引起，由于本文采用国家统计局公布的抽样调查数据，因此，只考虑前一种情况即参数非齐性偏差。
最一般化的线性合成数据模型可表示为：
Y[，it]=α[，it]+β'[，it]X[，it]+u[，it] i-1，…N;t=1，…T （2.1）其中，β'[，it]=（β[，1it]，β[，2it]，…β[，kit]）是待估参数向量，X'[，it]=（X[，1it]，X[，2it]，…X[，kit]）是K个外生变量在特定时间和地区的观测值，N是截面样本观测量，T是时期总数。随机扰动项u[，it]相互独立，且满足零均值、等方差。
为表达方便，假定参数满是时间一致性，即只存在截面单元参数非齐性，则（2.1）式可写为：
Y[，it]=α[，i]+β'[，i]X[，it]+u[，it]（2.2）
（2.2）式称为变系数模型，即截距、斜率均变化的模型。根据其参数的不同假设可以产生两类模型：H[1][，0]:斜率相同但截距不同Y[，it]=α[，i]+β'X[，it]+u[，it]
（2.3） H[2][，0]:斜率和截距相同Y[，it]=α+β'X[，it]+u[，it]（2.4）
（2.3）式亦称为变截距模型。
如果将消费和收入分别作为模型的因变量和解释变量，那么（2.2）式表示各地区具有不同的边际消费倾向（β[，i]）与基本消费支出（α[，i]）。模型（2.3）和（2.4）的相同之处在于各地区边际消费倾向元显著差异，不同之处是（2.3）式认为基本消费支出存在地区差异，分别为α[，i]，（2.4）式则认为基本消费支出不存在地区差异，都为α。
实际数据适用于何种模型，可以运用协方差分析方法进行识别。检验假设H[2][，0]和H[1][，0]。是否成立，可以分别选用检验统计量F[，2]和F[，1]。
F[，2]=｛（S[，3]-S[，1]）/[N-1]（K+1）]｝/｛S[，1]/[NT-N（K+1）]｝
（2.5）
F[，1]=｛（S[，2]-S[，1]）/[（N-1）K]｝/｛S[，1]/[NT-N（K+1）]｝ （2.6）
其中，S[，1]、S[，2]和S[，3]分别代表（2.2）、（2.3）和（2.4）式的残差平方和。在零假设H[2][，0]和H[1][，0]下，F[，2]和F[，1]服从特定自由度的F分布。如果统计量F[，2]大（等）于某置信水平（如95％）下F分布临界值，则拒绝H[2][，0]，表明选用（2.4）式不合适，应对其检验H[1][，0]；若不能拒绝H[2][，0]，表明可以利用模型（2.4）拟合样本。当拒绝H[2][，0]后，计算的F[，1]如果大（等）于某置信水平下特定自由度的F分布临界值，则拒绝H[1][，0]，表明宜选用模型（2.2）拟合样本；反之，宜选用模型（2.3）。
根据样本性质的不同，变截距与变系数模型都可分为确定效应和随机效应两种类型。一般地，如果推论是以样本自身个体特性为条件，则使用确定效应模型；如果要用样本信息推论总体特征，应采用随机效应模。
三、实证建模
根据消费理论，居民当期消费支出（CON[，it]）受到即期收入（INC[，it]）和上期消费（CON[，it-1]）的影响。
但是，在利用这些变量的实际价格序列建模时，往往会忽视物价变化对消费滞后的影响。Deaton（1977）认为在物价上涨尤其是加速上涨时，消费者由于没能预期通胀，其行为将导致实际消费水平下降，产生“没预期到的通胀中的被动储蓄效应”，这时消费函数中物价变量的系数应为负。Branson和Klevodck在早些时候的研究也证明，只用实际收入和消费序列建模是不谨慎的。故宜在模型中加入价格指数序列（P[，it]）作为解释变量。
本研究所用样本数据为1994～1999年，全国各省市自治区城镇居民人年均可支配收入（INC[，it]）和消费性支出（CON[，it]），并以1994年为基期的相应地区居民消费价格指数（P[，it]）平减。滞后变量CON[，it-1]的1994年数值，用调整后的1993年各地区消费性支出补齐。由于西藏自治区和重庆市数据缺失较多，故未作分析。样本数据由6个时期，每个时期29个个体构成，总量为174。
物价因素在消费模型中体现的是通胀作用，是宏观经济效应，故假定变量P[，it]的系数对各地区相同。为不使模型过于复杂，假定上期消费CON[，it-1]对即期消费支出的影响在各地区没有显著差异，消费随收入变动的规律在这段时期没有异质性，即参数满足时间一致性。利用F检验考察收入对消费的影响，其中参数N、T和K取值分别等于29、6和1，计算结果见表1。
表1检验统计量及临界值
┌────┬────┬────┬─────┬─────┬─────────┬──────┬─────────┐
│ 项目 │S[，1] │ S[，2] │ S[，3]
│
F[，2] │F[,2,0.05](28,116)│
F[，1]
│F[,1,0.05](28,116)│
├────┼────┼────┼─────┼─────┼─────────┼──────┼─────────┤
│ 计算值│ 533330│ 831343│ 2440189 │ 7.4061 │1.4427│1.3149 │1.5735│
└────┴────┴────┴─────┴─────┴─────────┴──────┴─────────┘
由表1可知，在95％的置信水平下，检验统计量F[，2]取值大于相应的临界值，拒绝H[2][，0]，模型的回归系数不全满足齐性的假设，不能选用模型（2.4）；F[，1]的值也大于相应的临界值，拒绝H[1][，0]，即并非只有载距非齐性，选用模型（2.3）亦不合适。故数据适合建立变系数模型（2.2）。把变量INC[，it]，的系数（边际消费倾向）作为变系数参数，模型表示为：
CON[，it]+β[，0]+β[，1]CON[，it-1]+β[，2]P[，it]+β[，3i]+u[，it]（3.1）
由于本文不涉及用样本信息推论更大的总体信息问题，所以使用确定效应模型。模型（3.1）的参数β[，0]、β[，1]和β[，2]的估计与检验结果见表2。
表2 模型回归系数及相关检验
┌──────┬──────┬──────┬────┬────┬────┐
│││ t统
│F统 │调整│D.W.
│
│ 变量 │ 系数 │││││
│││ 计量 │计量│ R[2] │ 值│
├──────┼──────┼──────┼────┼────┼────┤
│β[，0] │823.3919│ 4.5089││││
├──────┼──────┼──────┼────┼────┼────┤
│ CON[，it-1]│ 0.1209│ 2.7672│2880.9 │0.998
│2.1518 │
├──────┼──────┼──────┼────┼────┼────┤
│P[，it] │ -1.2590
│ -1.5557
││││
└──────┴──────┴──────┴────┴────┴────┘
由表可知，调整后的决定系数接近于1，表明模型的拟合优度很高。诸变量系数的t值，除P[，it]的稍低外，其它均大于2，为0的概率均小于0.05（P[，it]系数的t值为0的概率p=0.12）。考虑到价格因素在消费模型中具有独特作用，并且这里所得P[，it]的系数为负，正好跟Deaton的结论吻合，故将其保留在模型中。
为便于比较，将变量INC[，it]的回归系数（注：所有系数t检验的p值都小于0.00005，高度显著。）估计值
[，3i]按升序排列，同时给出相应地区6年间的人年均可支配收入的均值排名，具体结果见表3。
表3 边际消费倾向地区效应综合表
┌──────┬─────┬───┬─────┬─────┬───┐
││边际消费 │收入 │ │边际消费 │收入 │
│省市区 │ │ │省市区│ │ │
││倾向（％）│排序 │ │倾向（％）│排序 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│内蒙古 │45.46 │28│陕西 │52.59 │23│
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│江西│46.56 │20│辽宁 │53.49 │19│
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│黑龙江 │48.21 │22│江苏 │54.48 │7 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│山西│48.40 │27│湖北 │54.57 │16│
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│甘肃│48.56 │29│云南 │55.17 │8 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│河南│49.05 │24│湖南 │55.58 │9 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│新疆│49.07 │14│天津 │56.17 │5 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│吉林│50.17 │25│四川 │56.26 │13│
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│河北│50.30 │15│福建 │56.68 │6 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│山东│50.77 │11│广西 │57.88 │10│
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│宁夏│50.79 │26│浙江 │59.55 │4 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│青海│51.26 │21│上海 │59.86 │1 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│安徽│51.43 │17│北京 │60.08 │3 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│贵州│51.44 │18│广东 │62.34 │2 │
├──────┼─────┼───┼─────┼─────┼───┤
│海南│52.57 │12│ │ │ │
└──────┴─────┴───┴─────┴─────┴───┘
综合表2和表3可知，各地区城镇居民即期消费支出明显受到上期消费水平的制约，并且这种影响是正向的，前期消费增加1个单位，即期支出将平均上升0.12个单位，这就是所谓的“棘轮效应”。回归常数β[，0]取值823.39，表明各种条件不变情况下，全国城镇居民年人均最基本的消费支出为823.39元。由表3可以看出，1994～1999年间，各省市边际消费倾向随着收入的升高有增长的趋势。这表明，各地区城镇居民的消费仍受到收入水平的制约，没有出现收入增高边际消费倾向下降的现象。
四、消费倾向的地区特性
合成数据模型的分析表明，1994～1999年期间，居民收入的提高，是拉动消费的重要因素。1999年各地区居民的消费是否发生变化，需进行截面考察。根据1994～1999年各省市城镇居民人均年可支配收入，运用Ward法（注：又称离差平方和法。定义类G[，K]和G[，L]间平方距离D[2][，KL]=W[，M]-W[，K]-W[，L]，右边三项分别代表类G[，K]、C[，L]和合并成的新类G[，M]的组内离差平方和。）进行聚类分析（样本数据经过标准化处理），结果将29个省市区分为4类如表4。对分
类结果进行方差分析表明各组差异显著，判别分析也证明组内地区错判概率均小于5％。
表4 可支配收入聚类结果
┌──┬───┬─────┬──────┬───────┐
│类别│Ⅰ│Ⅱ│Ⅲ │Ⅳ│
├──┼───┼─────┼──────┼───────┤
│省 │浙江 │天津 江苏│ 云南 新疆│陕西山西青海 │
││上海 │湖南 │ 四川 山东│宁夏 内蒙古 │
│市 │广东 │海南 │ 辽宁 湖北│江西吉林黑龙江│
│区 │北京 │广西 福建│河北贵州安徽│ 河南 甘肃 │
└──┴───┴─────┴──────┴───────┘
综合前面的分析，可以得出以下结论：
1.我国是一个发展中国家，城镇居民还正处于向小康生活迈进的过程之中，因此可以认为，直到目前，绝大多数省市城镇居民的收入水平仍不高，尚未达到能使边际消费倾向明显降低的程度。
2.各地区城镇居民消费意愿程度不同，收入水平是消费支出的重要决定因素。收入增加时，居民会将增加部分的绝大多数用于消费，以改善生活，提高消费质量。同时，消费意愿与可支配收入有一定正相关关系，造成各地区边际消费倾向的差异，表现为合成数据模型的斜率非齐性。
3.地区消费结构的差异也是导致边际消费倾向不同的重要原因。高收入地区居民在居住、交通通讯以及文教娱乐等方面的支出往往远大于经济相对落后的地区。这些高额的消费支出不仅来源于当期收入，而且往往要动用储蓄，甚至搞信贷消费，因此使边际消费倾向随着收入增加呈上升的趋势。
4.相对高收入地区的经济发展迅速，城镇居民对未来收入的心理预期普遍较好，使得他们比低收入地区有更高的消费热情。
总的来看，由于城镇居民总体收入水平不高，直接造成了大多数居民仍处在消费升级的积累阶段。人们的消费结构正由“温饱型”向“小康型”过渡，很多商品价格相对昂贵，不仅要求一定的储蓄积累，而且也需要人们对未来收入水平有良好的预期。目前我国个人信用制度尚欠缺，使信贷消费离普通居民尤其是低收入地区的城镇居民还有较远的距离。这些都致使中低收入地区居民边际消费倾向偏低。调动消费，既不能一蹴而就，也要讲究因地制宜，对不同地区宜采取不同的措施，但使城镇居民有与经济增长相适应的稳定的收入增长率是提高整体消费水平的重要保证。
五、各地区城镇居民消费的短期预测
将1999年样本数据代入模型（3.1）得到消费支出的估计值，然后计算其与实际数值的百分误差，结果见表5。
表5 1999年消费预测值的百分误（单位：%）
┌────┬──────┬───────┬──────┬────┬─────┐
│ 省市 │ 误差 │ 省市│ 误差 │ 省市 │ 误差│
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│ 北京 │ 1.92 │ 浙江│ -2.74 │ 海南 │ -1.07
│
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│ 天津 │ 0.16 │ 安徽│ -1.04 │ 四川 │ -0.96
│
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│ 河北 │ -0.30 │ 福建│ -2.27 │ 贵州 │ 0.57│
├────┼──────┴───────┴──────┴────┼─────┤
│ 山西 │ 2.70 江西-0.49 云南 │ -0.64
│
├────┼──────┬───────┬──────┬────┼─────┤
│ 内蒙古│0.28│ 山东│3.07│陕西│4.51 │
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│辽宁│0.18│河南 │0.16│甘肃│6.35 │
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│吉林│3.57│湖北 │2.57│青海│2.34 │
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│黑龙江 │ -0.45 │ 湖南│ 2.70 │ 宁夏 │ -0.70
│
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│ 上海 │ -0.97 │广东 │2.02│新疆│4.48 │
├────┼──────┼───────┼──────┼────┼─────┤
│江苏│-0.67
│广西 │-0.21
││ │
└────┴──────┴───────┴──────┴────┴─────┘
由表可知，除广西自治区的预测百分误差是6.35外，其余地区均小于5.29个地区的MAPE为
1.73，预测精度较高。这表明，该合成数据模型可以作为趋势外推的短期预测模型。具体预测时，可以利用移动平均或者时间序列方法估计出模型各自变量的未来值，再将其代入模型，进行各地区城镇居民未来消费支出的预测。
标签：边际消费倾向论文;