64消费函数及其验证理论应用.docx

1、64 消费函数及其验证理论应用6.4 消费函数及其验证理论应用关于我国农业居民消费行为的实证分析关于农业居民的消费行为，许多人进行了分析研究。有一种普遍的观点认为，由于农民完全没有社会保障，所以他们比城镇居民有更高的储蓄倾向，他们的消费行为应该服从生命周期消费理论假设。但是实证结果表明，这种认识是没有根据的。表6-32obs CT YT ST1985 347.0000 397.6000 69.900001986 376.0000 423.8000 94.400001987 417.0000 462.6000 123.20001988 508.0000 544.9000 138.70001989

2、 553.0000 601.5000 169.80001990 571.0000 686.3000 215.90001991 621.0000 708.6000 273.50001992 718.0000 784.0000 338.10001993 855.0000 921.6000 419.90001994 1138.000 1221.000 563.00001995 1479.000 1577.700 720.90001996 1756.000 1926.000 887.4000在1985-1996年间，我国农业居民人均年纯收入平均增长速度为15.4%（按当年价格计算，下同，收入与储蓄都按

3、当年价格计算，不影响分析结果），人均年新增加储蓄平均增长速度为21.1%，储蓄的收入弹性为1.37；而在同一时期，我国非农业居民人均年生活费收入平均增长速度为18.4%，人均年新增加储蓄平均增长速度为30.2%，储蓄的收入弹性为1.64。尽管统计中关于储蓄的数据并不准确反映居民储蓄的实际情况，但是这一计算结果所反映的趋势具有可靠性。下面，我们用各种消费函数模型对我国农业居民的消费数据进行拟合，以验证和发现消费行为理论。下表制造列出了我国农业居民人均年消费额CT、人均年纯收入YT、年底人均储蓄余额ST的数据（见表6-32。数据来源：中国统计年鉴和中国金融展望）。6.4.1 采用生命周期假设消费函

4、数模型以储蓄余额表示资产存量，利用OLS法估计得：表4-33 LS / Dependent Variable is CTDate: 4-26-2002 / Time: 10:02SMPL range: 1985 - 1996Number of observations: 12 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. C 11.181908 34.415995 0.3249044 0.753 YT 0.8004329 0.1323926 6.0459049 0.000 ST 0.2480627 0.2419628 1.0252100

5、 0.332R-squared 0.997945 Mean of dependent var 778.2500Adjusted R-squared 0.997488 S.D. of dependent var 452.8418S.E. of regression 22.69415 Sum of squared resid 4635.220Durbin-Watson stat 1.566350 F-statistic 2185.417Log likelihood -52.76646剔除不显著的常数项，得到如下模型：表6-34 LS / Dependent Variable is CTDate:

6、4-26-2002 / Time: 10:03SMPL range: 1985 - 1996Number of observations: 12 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. YT 0.8412533 0.0398369 21.117445 0.000 ST 0.1759984 0.0922700 1.9074276 0.086R-squared 0.997921 Mean of dependent var 778.2500Adjusted R-squared 0.997713 S.D. of dependent var

7、 452.8418S.E. of regression 21.65546 Sum of squared resid 4689.588Durbin-Watson stat 1.592480 F-statistic 4800.065Log likelihood -52.83642可见，该模型参数估计量经济意义合理，统计检验全部通过，不存在一阶自相关。由于以时间序列为样本，一般不存在异方差。但模型存在相当程度的共线性，YT与ST之间的判定系数为0.8851（见表6-35），所以，该模型的参数估计量是不可靠的。表6-35 LS / Dependent Variable is YTDate: 4-26-

8、2002 / Time: 10:05SMPL range: 1985 - 1996Number of observations: 12 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. ST 2.2858096 0.1127488 20.273471 0.000R-squared 0.885117 Mean of dependent var 854.6333Adjusted R-squared 0.885117 S.D. of dependent var 483.5672S.E. of regression 163.9025 Sum of

9、squared resid 295504.4Durbin-Watson stat 0.087637 Log likelihood -77.696466.4.2 采用“不可逆性”相对收入假设消费函数模型剔除了不显著的常数项，得表6-36 LS / Dependent Variable is CTDate: 4-26-2002 / Time: 10:16SMPL range: 1986 - 1996Number of observations: 11 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. YT 1.1333208 0.0860588

10、 13.169140 0.000 YT(-1) -0.2626849 0.1041846 -2.5213406 0.033R-squared 0.998261 Mean of dependent var 817.4545Adjusted R-squared 0.998068 S.D. of dependent var 453.0826S.E. of regression 19.91758 Sum of squared resid 3570.391Durbin-Watson stat 2.189559 F-statistic 5165.657Log likelihood -47.41227模型的

11、两个参数估计量的经济意义都不合理，原因是存在严重的多重共线性，YT与YT（-1）之间的判断系数为0.9772（见表6-37），所以，该模型不能应用。表6-37 LS / Dependent Variable is YTDate: 4-26-2002 / Time: 10:19SMPL range: 1986 - 1996Number of observations: 11 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. YT(-1) 1.2077169 0.0265002 45.573821 0.000R-squared 0.977151

12、 Mean of dependent var 896.1818Adjusted R-squared 0.977151 S.D. of dependent var 484.1840S.E. of regression 73.18821 Sum of squared resid 53565.14Durbin-Watson stat 0.726561 Log likelihood -62.307506.4.3 采用绝对收入假设消费函数利用OLS法估计模型，得：表6-38 LS / Dependent Variable is CTDate: 4-26-2002 / Time: 10:21SMPL ra

13、nge: 1985 - 1996Number of observations: 12 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. C -21.161754 13.788746 -1.5347120 0.156 YT 0.9353857 0.0141862 65.936234 0.000R-squared 0.997705 Mean of dependent var 778.2500Adjusted R-squared 0.997476 S.D. of dependent var 452.8418S.E. of regression 2

14、2.75201 Sum of squared resid 5176.540Durbin-Watson stat 1.569476 F-statistic 4347.587Log likelihood -53.42918可见，模型中反映变量间关系的结构参数估计量经济意义合理，统计检验全部通过，不存在一阶自相关，由于以时间序列为样本，一般不存在异方差。关于常数项的经济意义和显著性，在建立模型时，可以适当放松检验标准。6.4.4 编辑批处理操作操作方法的稿文文件表6-39Edit file = D:TSPXFHS1: load a:filexf2: smpl 85 963: ls(p) ct c y

15、t st4: ls(p) ct yt st5: ls(p) yt st6: ls(p) ct c yt yt(-1)7: ls(p) yt yt(-1)8: ls(p) ct yt yt(-1)9: ls(p) ct c yt10: .x输入RUN XFHS，按回车键，即可进行连续操作。由于YT与前一个时期的消费CT（-1）之间存在严重的多重共线性，所以不以它们为解释变量建立模型。从以上的估计与分析结果可以看到，绝对收入假设模型虽然仍存在一些缺陷，但具有一定的应用价值。这就说明，绝对收入假设消费函数模型可以用来描述我国农业居民的消费行为。目前，我国农民的消费仍然由收入决定，所以欲启动农村消费市场以拉动经济增长，必须研究如何提高农民的收入。仅供个人用于学习、研究；不得用于商业用途。For personal use only in study and research; not for commercial use.Nur fr den persnlichen fr Studien, Forschung, zu kommerziellen Zwecken verwendet werden.Pour l tude et