摘 要：消費作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，對國民經濟增長的推動具有持續(xù)性作用。在中部崛起戰(zhàn)略背景下，研究中部地區(qū)農村居民的消費問題有著重要的理論價值和實踐意義。文章采用1992年—2008年中部地區(qū)農村居民消費的面板數據，首先對中部地區(qū)農村居民人均消費和人均純收入進行了面板單位根檢驗及面板協(xié)整檢驗，發(fā)現二者之間具有協(xié)整關系，進而進行了面板數據模型選擇與估計，結果發(fā)現應建立個體隨機效應模型；從個體隨機效應模型可以看出，中部六省農村居民的自發(fā)性消費有著明顯差異，平均消費傾向有著顯著特征；最后提出應在中部地區(qū)實施差別化消費政策的建議。

關鍵詞：中部地區(qū) 農村居民消費 面板數據

中圖分類號：F323.8文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2012）09-034-03

一、引言

消費作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，對國民經濟增長的推動具有持續(xù)性作用。尤其是在國際金融危機之后的經濟復蘇中，消費需求的增長對于區(qū)域經濟增長更加有效。錢納里認為，在工業(yè)化初期一般最終消費率在87%左右，而居民消費率一般在73%左右。中國統(tǒng)計年鑒數據顯示：2010年中國最終消費率為47.4%，農村居民消費率更低，僅占最終消費的16.54%，我國居民消費率明顯偏低，農村居民消費率更低。在當前中部崛起戰(zhàn)略及中原經濟區(qū)建設背景下，研究中部地區(qū)農村居民的消費問題對于擴大內需、促進我國中部乃至全國經濟的增長，走出國際金融危機的陰影有著重要的理論價值和現實意義。

二、文獻綜述

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

國內關于我國農村居民消費問題的研究層出不窮，相關研究有：朱紅恒（2009）通過對1978年—2007年的時間序列數據分析，認為邊際消費傾向呈現“U”型變化特征。劉飛（2010）采用1978年—2005年農村居民收入與消費的人均數據，使用分段回歸的方法對其進行實證研究，結果發(fā)現邊際消費傾向的變化趨勢呈“倒U”型，如此等等。關于中部地區(qū)農村居民消費問題的研究則不是很多，主要是以某個中部省份來研究，而對中部地區(qū)農村居民消費的比較研究則較少。因此，筆者將通過對我國中部地區(qū)農村居民消費的分析，找出影響農村居民消費差異的關鍵因素，提出促進中部地區(qū)經濟均衡協(xié)調發(fā)展的政策建議。

三、數據來源與面板數據協(xié)整檢驗

（一）數據來源

筆者采用1992年—2008年中部地區(qū)的面板數據，選取農村居民的消費支出（cp）和人均純收入(ip)為經濟變量，以1985年為基期使用農村消費價格指數消除價格影響。這里所指中部地區(qū)包括湖南、湖北、河南、安徽、江西和山西等六個省份。

（二）面板數據單位根檢驗與協(xié)整檢驗

1.面板單位根檢驗。宏觀經濟變量有可能是非平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)變量進行估計就會出現虛假回歸的問題，因此，應該在模型估計之前對面板數據進行單位根檢驗。筆者采用LLC檢驗等六種面板單位根檢驗方法來檢驗中部地區(qū)農村居民消費和收入數據。cp和ip的面板數據單位根檢驗結果如表1所示，顯然，檢驗結果顯示了面板數據存在單位根。

2.面板數據協(xié)整檢驗。由于面板數據存在單位根，需要對面板數據進行協(xié)整檢驗，以考察變量之間長期均衡關系的方法，面板協(xié)整檢驗的結果如表2所示。通過表2的兩種方法檢驗，說明中部地區(qū)農村居民消費與人均純收入之間存在協(xié)整關系，也就是說中部地區(qū)農村居民的消費和中部地區(qū)人均純收入之間存在長期均衡關系，因此，該面板數據可以進行面板模型回歸分析。

四、面板數據模型估計方法選擇與分析

常見的面板數據靜態(tài)模型主要有混合估計模型、固定效應模型、隨機效應模型等。下面分別以這三種模型來估計，從中選擇最優(yōu)模型估計方法。

1.混合效應模型。如果面板數據不同個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，就可以把面板數據混合在一起用普通最小二乘法估計參數而得到混合效應模型?；旌闲Ｐ偷囊话阈问綖椋?/p>

yit=β1+■βkxkit+uit

中部地區(qū)農村居民消費及收入的面板數據估計結果如下：

cｐ＾it=44.54+0.71iｐ＾it

（2.0） （22.8） R2=0.84，RRSS=471244

2.個體固定效應模型。

（1）模型估計。個體固定效應模型是對于不同的縱剖面時間序列只有截距項不同的面板模型。如果從時間和個體上看，面板數據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體變化而不隨時間變化時，面板數據應設定為個體固定效應模型。個體固定效應模型的一般形式為：

yit=β1+■βkxkit+uit

估計結果如下：

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）個體固定效應模型檢驗。在應用個體固定效應模型研究消費問題時，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造F統(tǒng)計量，以檢驗設定個體固定效應模型的合理性。

F檢驗的零假設：

H0：α1=α2=…=αn-1=0

設RRSS是有約束模型即混合效應模型的殘差平方和，URSS是無約束模型即個體固定效應模型的殘差平方和，則在零假設下：

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，則將模型設定為個體固定效應模型是合理的。從表3可以看出，混合模型與個體固定效應模型相比，設定為個體固定效應模型更為合理。

3.個體隨機效應模型。

（1）模型估計。面板數據的固定效應模型中包含了許多虛擬變量，減少了模型估計的自由度，同時，固定效應模型的隨機誤差項難以滿足模型的基本假設，易于導致參數的非有效估計，為彌補固定效應模型的不足，Maddala將混合數據回歸的隨機誤差項分解為截面隨機誤差分量、時間隨機誤差分量和個體時間隨機誤差分量三部分，其一般形式為：

yit=β1+■β1Xkit+ui+vt+wit

其中u表示截面隨機誤差分量，v表示時間隨機誤差分量，w表示個體時間隨機誤差分量。如果模型中只存在截面隨機誤差分量u，而不存在時間隨機誤差分量v，則稱為個體隨機效應模型，如果二者同時存在，則稱為個體時間隨機效應模型。

筆者討論個體隨機效應模型，估計結果如下：

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）固定效應與隨機效應模型設定檢驗。

對于面板數據模型：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E<εit|Xit>=0，則個體隨機效應模型系數的GLS估計量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的組內估計量β＾w的性質，所以可以通過檢驗模型誤差項與解釋變量的正交性來解決面板數據回歸模型的設定問題。Hausman基于隨機效應模型的GLS估計量β＾GLS、固定效應模型的組內估計量β＾w和組間估計量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，構造統(tǒng)計量

mi=ｑ＾'ivi-1ｑ＾i；vi=var(ｑ＾i)(i=1,2,3)

檢驗假設：

H0:E<εit|Xit>=0

H1:E<εit|Xit>≠0

在零假設H0下，統(tǒng)計量mi漸近服從K個自由度的X2分布。如果不能拒絕零假設，模型應設定為隨機效應模型，否則應設定為固定效應模型。H檢驗結果如表4所示，可以看出，95%的概率下模型應設定為個體隨機效應模型。

（3）隨機效應模型估計結果分析。從上文（1）中的個體隨機效應估計結果可以看出，我國中部地區(qū)農村居民的邊際消費傾向為0.674596，而不同省份農村居民的自發(fā)性消費支出差異較大，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，農村居民自發(fā)性消費明顯偏低。

而中部地區(qū)農村居民平均消費傾向也有著顯著特征。從圖1可以看出，中部地區(qū)六省份的農村居民平均消費傾向從1992年至1998年之間呈下降趨勢，1999年以后呈緩慢上升態(tài)勢，而且湖南省農村居民的平均消費傾向始終高于中部地區(qū)其他省份，山西省農村居民的平均消費傾向在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，（下轉第37頁）（上接第35頁）并超過了河南省和江西省。

五、結論及建議

對中部農村居民的人均消費和人均純收入的面板單位根檢驗發(fā)現，人均消費和人均純收入均存在單位根，為了避免虛假回歸，進而進行了面板協(xié)整檢驗，通過檢驗發(fā)現中部地區(qū)人均消費和人均純收入之間存在協(xié)整關系，由此對中部地區(qū)人均消費和人均純收入的面板數據進行面板回歸分析，發(fā)現設定為個體隨機效應模型是適合的。由面板個體隨機效應模型結果可知，我國中部地區(qū)農村居民的邊際消費傾向比較接近，大致為0.67，而中部六省農村居民的自發(fā)性消費存在較大的差距，湖南農村居民的自發(fā)性消費最高，山西省農村居民的自發(fā)性消費最低，同時中部六省農村居民的平均消費傾向也有比較明顯的特征。

中部六省經濟發(fā)展關系著我國區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的順利實現，而作為中部地區(qū)經濟的一個重要部分的農村經濟發(fā)展的好壞直接關系著中部區(qū)域經濟的協(xié)調發(fā)展乃至全國區(qū)域經濟的協(xié)調發(fā)展。而且增加消費對于我國當前擴大內需、走出國際金融危機的陰影是一項重要舉措。因此，應針對中部地區(qū)六省份農村居民的消費特征制定差別性政策，提高居民的邊際消費傾向，促進農村經濟快速增長。同時，中部地區(qū)不同省份也應根據農村居民自身的消費特征制定適應性的消費政策，比如在自發(fā)性消費支出較低的省份采取措施影響和改善居民的消費觀念和生活觀念，提高自發(fā)性消費支出水平。

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8.白仲林.面板數據的計量經濟分析[M].南開大學出版社，2008

（作者單位：河南財經政法大學 河南鄭州 450002）

（責編：呂尚）