【摘要】自改革開放以來，我國一直靠投資拉動和出口貿易帶動GDP高速增長的粗放型經濟增長模式。依賴投資拉動GDP增長，很容易導致產能過剩，形成社會資源浪費和經濟波動。依靠出口帶動GDP增長，一旦國際貿易環(huán)境發(fā)生變化時，如世界性的經濟危機，或者主要貿易伙伴國發(fā)生經濟危機，會導致出口的較大波動進而影響GDP的增長。基于這些原因的考慮，我國領導層適時提出轉變經濟增長模式，擴大內需的經濟戰(zhàn)略。拉動經濟增長的三駕馬車，除了投資和出口，另外一個消費，所以在這個時候提出擴大內需是非常明智的選擇。

目前中國農村具有非常大的消費存量需求，要刺激這部分需求，必須提高農村居民收入，按照中華人民共和國國家統(tǒng)計局對農村居民收入的劃分，共四類：工資性收入、家庭經營純收入、財產性收入和轉移性收入。所以本文想通過計量分析方法，測算哪一種收入的增加可以更快更多地刺激農村居民的消費需求。

【關鍵詞】凱恩斯消費理論 農村居民 收入

一、凱恩斯消費理論

凱恩斯的消費理論是他在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936年）一書中提出：總消費是總收入的函數(shù)，這一思想用線性函數(shù)表示為：

C=α+βY

其中C表示消費，Y表示可支配收入，β為邊際消費傾向，且0<β<1。

從凱恩斯的消費理論出發(fā)，要想提高消費量，可以通過兩種途徑，一種是增大消費者的邊際消費傾向β，從而在Y不變的情況下達到擴大消費的目的；另一種是直接增加消費者的收入Y，在β不變的情況下擴大消費。

二、模型設定

從凱恩斯消費理論出發(fā)，我們可以通過增加農村居民的收入來達到刺激農村消費存量需求的目的，上文提到農村居民收入有四個來源，為了考察各種收入對消費增長的影響，我們可以建立如下線性模型：

C=β0+β1Y1+β2Y2+β3Y3+β4Y4+μ

其中C為農村居民消費支出，Y1、Y2、Y3、Y4分別為農村居民工資性收入、家庭經營純中中收入、財產性收入和轉移性收入，μ為隨機干擾項。

三、收集數(shù)據(jù)

本文擬分別用我國內地31個地區(qū)農村居民消費支出和收入數(shù)據(jù)與1995年至2009年全國農村居民消費支出和收入數(shù)據(jù)，應用上述模型，實證分析各種來源收入對農村居民消費支出的影響。（數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》1996年期至2010年期）

四、模擬分析

（一）利用2009年不同地區(qū)數(shù)據(jù)分析各種來源收入對農村消費支出的影響

應用eviews進行普通最小二乘估計結果如下：

C=1020.686+0.536*Y1+0.425*Y2+1.395*Y3+1.111*Y4

從檢驗結果來看，即使在10%的顯著性水平下，都不拒絕財產性收入前參數(shù)為零的假設，因此可以認為，可能主要是其他三種來源收入，對農村居民消費支出有顯著性影響。從通過顯著性檢驗的參數(shù)來看，工資性收入和家庭經營純收入的系數(shù)均小于1，而轉移性收入的系數(shù)大于1，這表明當工資性收入、家庭經營純收入和轉移性收入分別增加1元時，農村居民生活消費支出分別會增加0.536元、0.425元和1.111元，這里出現(xiàn)了一種與消費理論中的系數(shù)假設矛盾的現(xiàn)象，轉移性收入的系數(shù)大于1，這個可以從行為經濟學得到一定的解釋，一個簡單的例子是你在路邊撿到1元錢，你把這1元錢錢全部花掉甚至去買價值稍微大于1元的商品概率很大。

由于財產性收入系數(shù)不顯著，所以考慮受約束回歸，約束條件為β3，利用eviews回歸結果為：

C=789.905+0.628*Y1+0.461*Y2+1.576*Y4

估計結果顯示，所有參數(shù)在5%置信水平下均通過假設檢驗，計算如下F統(tǒng)計量：

F=■～F[q，n-（k+q+1）]

F=2.858

采用懷特檢驗，記e■■為普通最小二乘回歸得到的殘差平方項，將其與Y1、Y2、Y4及其平方項與交叉項作輔助回歸，得懷特統(tǒng)計量nR2=26.899，該值大于5%顯置性水平下、自由度為9的x2分布的臨界值x20.05=16.919，因此拒絕同方差假設。

經試算發(fā)現(xiàn)，lne■■與Y1、Y■■有顯著的回歸關系：

lne■■=9.001+0.001*Y1-1.604e-07*Y1^2

（10.80）（2.245） （-2.396）

于是用wi=exp（-0.5*（9.001+0.001*Y1-1.604e-07*Y1^2））作為適當?shù)臋?，對原模型進行加權最小二乘回歸得：

C=927.166+0.580*Y1+0.446*Y2+1.019*Y3+1.1511*Y4

（3.131） （7.703） （4.622） （2.212） （4.308）

R2=0.9905 D.W.=2.108 F=678.97

可以看出財產性收入的系數(shù)的t統(tǒng)計量值有很大的提高，在5%置信水平下，不能拒絕財產性收入對農村居民消費支出有顯著性影響的假設。加權最小二乘回歸估計結果顯示，四種來源收入都對農村居民生活消費支出有顯著影響，而且財產性收入和轉移性收入的系數(shù)都略微大于1，下面我們檢驗加權模型是否已經不存在異方差現(xiàn)象，記？棕i為權數(shù)，加權模型為：

？棕C=？棕β0+？棕β1Y1+？棕β2Y2+？棕β3Y3+？棕β4Y4+μ

該模型的普通最小二乘回歸結果為：

？棕C=927.166？棕+0.580？棕*Y1+0.446？棕*Y2+1.019？棕*Y3+1.151？棕*Y4

該模型的殘差估計平方項為e■■，將其與？棕、？棕Y1、？棕Y2、？棕Y3、？棕Y4及其平方項和交叉項做輔助回歸，得：

e■■=-44.9264*？棕+3.372*？棕*Y1+2.0501*？棕*Y2-1.576*？棕*Y3+ 9.124*？棕*Y4-4.177e-05*？棕*Y1^2-0.0004*？棕*Y2^2-0.0088*？棕*Y3^2

-0.0069*？棕*Y4^2

R2=0.384

懷特統(tǒng)計量nR2=31*0.384=11.904

（二）利用全國1995年至2009年時序數(shù)據(jù)分析各種來源收入對農村消費支出的影響

利用eviews進行普通最小二乘回歸得：

C=418.949+0.487*Y1+0.419*Y2+2.983*Y3+2.531*Y4

從檢驗結果得出，模型擬合優(yōu)度較高，但是在5%置信水平下，四個解釋變量均通不過系數(shù)顯著性檢驗。這可能是模型中存在序列自相關性。同時原模型中的R2和F值都很大，而t檢驗值較小，說明各解釋變量對C的聯(lián)合線性作用顯著，可能是各解釋變量間存在多重共線性而使得他們對C的獨立作用不能分辨。所以下面分別對自相關性和多重共線性進行檢驗并修正。

下面對模型的序列自相關性進行檢驗。

2.03=4-du

故不能由D.W.值判斷模型是否存在一階序列自相關，下面采用圖示法對模型的序列自相關性進行檢驗

由et與et-2的散點圖可以看出，et、et-2可能存在正自相關。

采用LM檢驗法，對如下模型進行輔助回歸：

et=β0+β1Yt1+β2Yt2+β3Yt3+β4Yt4+β5Yt-2+…+ρpet-p+εt

其中et為原最小二乘回歸模型的殘差、p為自相關階數(shù)，這里做輔助回歸，p從1階、2階…逐次向高階檢驗。最后得當p=1、2、3、4階時均通不過檢驗，即模型不存序列自相關性。

對模型的多重共線性進行檢驗：

1.檢驗簡單相關系數(shù)。Y1、Y2、Y3、Y4的相關系數(shù)表如下：

由表中數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：Y1、Y2、Y3、Y4相互之間都存在高度的相關性，原模型中必然存在多重共線性。

2.找出最簡單的回歸形式：分別作C與Y1、Y2、Y3、Y4間的回歸：

（1）C=687.450+1.521*Y1

（7.767）（19.063） R2=0.9655 D.W.=1.51

（2）C=-1090.255+1.931*Y2

（-5.800） （17.921） R2=0.9611 D.W.=1.92

（3）C=925.099+17.458*Y3

（9.591） （15.302） R2=0.9474 D.W.=1.85

（4）C=1056.281+7.916*Y4

（11.683） （15.097） R2=0.9460 D.W.=0.77

可見，工資性收入對農村居民生活消費支出的影響最大，因此可選（1）為初始回歸模型。

3.逐步回歸。第一步，在初始模型中引入Y2，模型擬合優(yōu)度有所提高，但是有系數(shù)未通過顯著性檢驗，由Y1、Y2的相關系數(shù)知，Y2應從模型中剔除。

第二步，在模型中引入Y3，模型的擬合優(yōu)度略有提高，但仍然有系數(shù)通不過顯著性檢驗，所以Y3也應從原模型中剔除。

第三步，在模型中引入Y4，模型的擬合優(yōu)度得到提高，且各項系數(shù)均通過顯著性檢驗，這里出現(xiàn)了與地區(qū)數(shù)據(jù)分析同樣地情況，即轉移性收入的系數(shù)大于1。

綜上分析，最終擬合結果如下：

C=802.688+0.937Y1+3.221Y4

五、分析與建議

從地區(qū)數(shù)據(jù)和時序數(shù)據(jù)分析結果來看，農村居民生活消費支出受到收入的顯著影響，從地區(qū)數(shù)據(jù)來看，當各種收入分別增加1%時，消費分別增加0.58%、0.446%、1.019%、1.151%，其中財產性收入和轉移性收入對消費性支出的刺激作用較大，所以我國可以考慮通過提高農村居民的財產性收入和轉移性收入，有基礎設施的配合，在短期內可以達到快速提高農村居民的生活消費支出。從時序數(shù)據(jù)看，最終回歸模型中只引入了工資性收入和轉移性收入，這可以看作從長期戰(zhàn)略考慮，我國要提高農村居民消費支出，要提高農村居民的工資性收入和轉移性收入，其中特別是轉移性收入，其對消費支出的刺激作用比工資性收入更大，與地區(qū)數(shù)據(jù)分析一致，都大于1。日本在2008年危機后的救市措施中，為了刺激消費，推出的以購物券等形式不設下限地向所有家庭發(fā)放2萬億日元的補貼金就是一個通過增加轉移性收入短期刺激消費的例證。

參考文獻

[1]徐會奇，李敬強.不同收入來源對農村居民消費的影響及對策[J].經濟縱橫，2009（3）：44.

[2]侯立白，趙曉玲，李哲.基于行為經濟學視角下不同收入來源的農村居民消費行為分析[J].2010（12）.

作者簡介：葉禎（1987-），上海理工大學管理學院企業(yè)管理專業(yè)研究生；姚夢娜（1988-），上海理工大學管理學院企業(yè)管理專業(yè)研究生。