摘要：在西部大開發(fā)戰(zhàn)略持續(xù)推進(jìn)的背景下，研究西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)問題有著重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。通過采用西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)，首先對(duì)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均可支配收入進(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)模型可以看出西部城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出受收入影響較大，因此西部地區(qū)要提高消費(fèi)需求就必須增加居民收入。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)；面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F124.7 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ 文章編號(hào)：１６７３－２９１Ｘ（２０11）20－０045－02

引言

消費(fèi)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)具有持續(xù)性作用，隨著我國改革開放的不斷深化，消費(fèi)需求在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中的作用明顯增強(qiáng)。根據(jù)錢納里多國工業(yè)化模型，進(jìn)入工業(yè)化初期的標(biāo)準(zhǔn)是最終消費(fèi)率為87%，其中，居民消費(fèi)率為73%，政府消費(fèi)率為14%。我國2008年最終消費(fèi)率為48.6%，其中居民消費(fèi)率為35.33%，政府消費(fèi)率為13.27%；而農(nóng)村居民消費(fèi)率更低，僅占最終消費(fèi)的8.87%。顯然，我國政府消費(fèi)率與錢納里工業(yè)化初期標(biāo)準(zhǔn)比較接近，但是居民消費(fèi)率偏低。在當(dāng)前繼續(xù)推進(jìn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略的背景下，研究西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)問題有著重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

國內(nèi)關(guān)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問題的研究層出不窮，但是關(guān)于西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問題的研究則不是很多，主要是以某個(gè)西部省份來研究，而對(duì)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的比較研究則較少。下文將通過對(duì)我國西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的比較分析，企圖尋找一些規(guī)律性的東西，并以此作為擴(kuò)大西部地區(qū)城鎮(zhèn)消費(fèi)需求的突破口，促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

一、面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用1992—2008年西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)，選取城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出和人均可支配收入為經(jīng)濟(jì)變量，以1978年為基期使用城鎮(zhèn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除價(jià)格影響，并對(duì)人均消費(fèi)和人均可支配收入取自然對(duì)數(shù)。這里所指西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、西藏、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等11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)

由于考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能是非平穩(wěn)的，為了避免面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)中出現(xiàn)“虛假回歸”問題，在進(jìn)行模型估計(jì)之前應(yīng)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。本文主要采用了LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)、Breitung t-stat檢驗(yàn)、Hadri Z-stat檢驗(yàn)等面板單位根檢驗(yàn)方法。西部城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。通過分析可知，面板單位根檢驗(yàn)不能拒絕面板數(shù)據(jù)存在單位根的假設(shè)。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量之間長期均衡關(guān)系的方法。為了避免非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)的虛假回歸，下面進(jìn)行面板協(xié)整分析，結(jié)果如表2所示。通過Fisher和Kao檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系，即西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和人均可支配收入之間存在長期均衡關(guān)系，所以可以對(duì)該面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板模型回歸分析。

二、面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

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。下面分別簡單介紹這三種模型估計(jì)方法。

對(duì)于面板數(shù)據(jù)來說，如果從時(shí)間上看，不同個(gè)體之間不存在顯著性差異，從截面上看，不同截面之間也不存在顯著性差異，那么就可以把面板數(shù)據(jù)混合在一起，用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)，即可得到混合效應(yīng)模型?；旌闲?yīng)模型假設(shè)了解釋變量對(duì)被解釋變量的影響與個(gè)體無關(guān)。如果解釋變量對(duì)被解釋變量的效應(yīng)不隨個(gè)體和時(shí)間變化，并且其解釋被解釋變量的信息不夠完整時(shí)，即在解釋變量中不包含一些被解釋變量的不可觀測(cè)的確定性因素時(shí)，可以采用反映個(gè)體特征或時(shí)間特征的虛擬變量或者分解模型的截距項(xiàng)來描述這些缺失的確定性信息，這就是固定效應(yīng)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(duì)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。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。如果模型中只存在截面隨機(jī)誤差分量，而不存在時(shí)間隨機(jī)誤差分量，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。本文討論個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

（一）混合效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)混合效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如下：

lcit＝0.627981+0.880640liit

（8.15） （81.23） R2＝0.97，RRSS＝0.542709

（二）個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如下：

lcit＝0.641519-0.012718D1+0.0491889D2-0.028553D3

-0.005732D4+0.017050D5-0.037538D6+0.022186D7+0.002309D8

+0.020634D9+0.004685D10-0.031511D11+0.878734liit

（8.82） （85.86）

R2＝0.98，URSS＝0.42651

其中，虛擬變量D的定義是：

Di＝1，如果屬于第i個(gè)個(gè)體，i＝1，2，3，4，5，6，7，8，9，10，11。0，其他

其中，i取1代表廣西，取2代表四川，取3代表貴州，取4代表云南，取5代表西藏，取6代表內(nèi)蒙古，7代表陜西，8代表甘肅，9代表青海，10代表寧夏，11代表新疆。以下分析中D的含義和取值與此一致，不再解釋。

下面進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)模型設(shè)定檢驗(yàn)。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。

（三）個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如下：

下面進(jìn)行個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型設(shè)定檢驗(yàn)。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。

三、結(jié)論及建議

通過對(duì)西部城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)和人均可支配收入的面板單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人均消費(fèi)和人均可支配收入均存在單位根。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)，西部地區(qū)人均消費(fèi)和人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系。由此對(duì)西部地區(qū)人均消費(fèi)和人均可支配收入的面板數(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。從上文的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可以看出，在我國西部地區(qū)隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入的不斷增加，消費(fèi)以收入增加量的87.91%的比例增加。雖然西部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向較高，但在另一方面表明西部城鎮(zhèn)居民的收入較低，因此，當(dāng)前西部城鎮(zhèn)地區(qū)要提高居民的消費(fèi)需求就必須以提高居民可支配收入為目標(biāo)。

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