4消費(fèi)函數(shù)及其驗(yàn)證理論應(yīng)用

1、僅供個(gè)人參考6.4消費(fèi)函數(shù)及其驗(yàn)證理論應(yīng)用關(guān)于我國(guó)農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)行為的實(shí)證分析關(guān)于農(nóng)業(yè)居民的消費(fèi)行為，許多人進(jìn)行了分析研究。有一種普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，由于農(nóng)民完全沒(méi)有社會(huì)保障，所以他們比城鎮(zhèn)居民有更高的儲(chǔ)蓄傾向，他們的消費(fèi)行為應(yīng)該服從生命周期消費(fèi)理論假設(shè)。但是實(shí)證結(jié)果表明，這種認(rèn)識(shí)是沒(méi)有根據(jù)的。表6-32obsCTYTST1985347.0000397.600069.900001986376.0000423.800094.400001987417.0000462.6000123.20001988508.0000544.9000138.70001989553.0000601.5000169.80001

2、990571.0000686.3000215.9000不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考1991621.0000708.6000273.50001992718.0000784.0000338.10001993855.0000921.6000419.900019941138.0001221.000563.000019951479.0001577.700720.900019961756.0001926.000887.4000在1985-1996年間，我國(guó)農(nóng)業(yè)居民人均年純收入平均增長(zhǎng)速度為15.4%（按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，下同，收入與儲(chǔ)蓄都按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，不影響分析結(jié)果），人均年新增加儲(chǔ)蓄平均增長(zhǎng)速度為21.1

3、%,儲(chǔ)蓄的收入彈性為1.37;而在同一時(shí)期，我國(guó)非農(nóng)業(yè)居民人均年生活費(fèi)收入平均增長(zhǎng)速度為18.4%,人均年新增加儲(chǔ)蓄平均增長(zhǎng)速度為30.2%,儲(chǔ)蓄的收入彈性為1.64。盡管統(tǒng)計(jì)中關(guān)于儲(chǔ)蓄的數(shù)據(jù)弁不準(zhǔn)確反映居民儲(chǔ)蓄的實(shí)際情況，但是這一計(jì)算結(jié)果所反映的趨勢(shì)具有可靠性。下面，我們用各種消費(fèi)函數(shù)模型對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)居民的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，以驗(yàn)證和發(fā)現(xiàn)消費(fèi)行為理論。下表制造列出了我國(guó)農(nóng)不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考業(yè)居民人均年消費(fèi)額CT人均年純收入YT、年底人均儲(chǔ)蓄余額ST的數(shù)據(jù)（見(jiàn)表6-32o數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)金融展望）。6.4.1 采用生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型以?xún)?chǔ)蓄余額表示資產(chǎn)存量，利用OLS法估

4、計(jì)得：表4-33LS/DependentVariableisCTDate:4-26-2002/Time:10:02SMPLrange:1985-1996Numberofobservations:12VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STAT.2-TAILSIG.11.18190834.4159950.32490440.753YT0.80043290.13239266.04590490.000ST0.24806270.24196281.02521000.332R-squared0.997945Meanofdependentvar778.2500不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參

5、考AdjustedR-squared0.997488S.D.ofdependentvar452.8418S.E.ofregression22.69415Sumofsquaredresid4635.220Durbin-Watsonstat1.566350F-statistic2185.417Loglikelihood-52.76646剔除不顯著的常數(shù)項(xiàng)，得到如下模型:表6-34LS/DependentVariableisCTDate:4-26-2002/Time:10:03SMPLrange:1985-1996Numberofobservations:12VARIABLECOEFFICIENTS

6、TD.ERRORT-STAT.2-TAILSIG.YT0.84125330.039836921.1174450.000ST0.17599840.09227001.90742760.086R-squared0.997921Meanofdependentvar778.2500不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考AdjustedR-squared0.997713S.D.ofdependentvar452.8418S.E.ofregression21.65546Sumofsquaredresid4689.588Durbin-Watsonstat1.592480F-statistic4800.065Loglik

7、elihood-52.83642可見(jiàn)，該模型參數(shù)估計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義合理，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)全部通過(guò)，不存在一階自相關(guān)。由于以時(shí)間序列為樣本，一般不存在異方差。但模型存在相當(dāng)程度的共線性，YT與ST之間的判定系數(shù)為0.8851（見(jiàn)表6-35）,所以，該模型的參數(shù)估計(jì)量是不可靠的。表6-35LS/DependentVariableisYTDate:4-26-2002/Time:10:05SMPLrange:1985-1996Numberofobservations:12VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STAT.2-TAILSIG.ST2.28580960.1127488R-squar

8、ed20.2734710.0000.885117Meanof不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考dependentvar854.6333AdjustedR-squared0.885117S.D.ofdependentvar483.5672S.E.ofregression163.9025Sumofsquaredresid295504.4Durbin-Watsonstat0.087637Loglikelihood-77.696466.4.2 采用“不可逆性”相對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型剔除了不顯著的常數(shù)項(xiàng)，得表6-36LS/DependentVariableisCTDate:4-26-2002/Time:10

9、:16SMPLrange:1986-1996Numberofobservations:11VARIABLECOEFFICIENTT-STAT.2-TAILSIG.YT1.133320813.1691400.000YT(-1)-0.2626849STD.ERROR0.08605880.1041846-2.52134060.033不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考R-squared0.998261Meanofdependentvar817.4545AdjustedR-squared0.998068S.D.ofdependentvar453.0826S.E.ofregression19.91758Sumo

10、fsquaredresid3570.391Durbin-Watsonstat2.189559F-statistic5165.657Loglikelihood-47.41227模型的兩個(gè)參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)意義都不合理，原因是存在嚴(yán)重的多重共線性，YT與YT-1）之間的判斷系數(shù)為0.9772（見(jiàn)表6-37）,所以，該模型不能應(yīng)用。表6-37LS/DependentVariableisYTDate:4-26-2002/Time:10:19SMPLrange:1986-1996Numberofobservations:11VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STAT.2-TAIL

11、SIG.YT（-1）1.20771690.026500245.5738210.000不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考R-squareddependentvar896.1818AdjustedR-squared0.9771510.977151MeanofS.D.ofdependentvar484.1840S.E.ofregression73.18821Sumofsquaredresid53565.14Durbin-Watsonstat0.726561Loglikelihood-62.307506.4.3采用絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)利用OLS法估計(jì)模型，得:表6-38LS/DependentVariabl

12、eisCTDate:4-26-2002/Time:10:21SMPLrange:1985-1996Numberofobservations:12VARIABLECOEFFICIENTSTD.ERRORT-STAT.2-TAILSIG.-21.16175413.788746-1.53471200.156YT0.93538570.0141862不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考65.9362340.000R-squared0.997705Meanofdependentvar778.2500AdjustedR-squared0.997476S.D.ofdependentvar452.8418S.E.ofr

13、egression22.75201Sumofsquaredresid5176.540Durbin-Watsonstat1.569476F-statistic4347.587Loglikelihood-53.42918可見(jiàn)，模型中反映變量間關(guān)系的結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義合理，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)全部通過(guò)，不存在一階自相關(guān)，由于以時(shí)間序列為樣本，一般不存在異方差。關(guān)于常數(shù)項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)意義和顯著性，在建立模型時(shí)，可以適當(dāng)放松檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。6.4.4編輯批處理操作操作方法的稿文文件表6-39Editfile=D:TSPXFHS6:ls(p)ctcytyt(-1)1: loada:filexf7:ls(p)ytyt(-1)2

14、: smpl85968:ls(p)ctytyt(-1)3: ls(p)ctcytst9:ls(p)ctcyt不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考4: ls(p)ctytst10:.x5: ls(p)ytst輸入RUNXFHS按回車(chē)鍵，即可進(jìn)行連續(xù)操作。由于YT與前一個(gè)時(shí)期的消費(fèi)CT(-1)之間存在嚴(yán)重的多重共線性，所以不以它們?yōu)榻忉屪兞拷⒛Ｐ汀囊陨系墓烙?jì)與分析結(jié)果可以看到，絕對(duì)收入假設(shè)模型雖然仍存在一些缺陷，但具有一定的應(yīng)用價(jià)值。這就說(shuō)明，絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型可以用來(lái)描述我國(guó)農(nóng)業(yè)居民的消費(fèi)行為。目前，我國(guó)農(nóng)民的消費(fèi)仍然由收入決定，所以欲啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，必須研究如何提高農(nóng)民的收入。不得用于商業(yè)用途僅供個(gè)人參考僅供個(gè)人用于學(xué)習(xí)、研究；不得用于商業(yè)用途Forpersonaluseonlyinstudyandresearch;notforcommercialuse.Nurfurdenpers?nlichenfurStudien,Forschung,zukom