我国城镇居民文教消费的 Panel Data分析

孙春花,蔡春霞

(1.内蒙古财经学院 统计与数学学院,内蒙古 呼和浩特 010051;2.北京吉利大学 商学院,北京 102202)

一、引言

社会主义生产的根本目的是为了满足人民群众日益增长的物质和文化需要。这就是说,不仅要满足物质方面的需要,还要满足精神文化方面的需要,不仅要满足一般层次的基本需要,而且要满足更高层次的享受与发展需要。我们要为实现这一根本目的创造条件,实现我国居民消费水平的提高和消费结构的优化,使公众多样化、多层次的消费需求得到充分满足。

进入新世纪,我国社会主义现代化建设进入全面建设小康社会的新阶段。小康生活的实现,表明居民的生活质量得到极大的提高,居民的生活消费支出结构得到改善,物质生活消费支出所占的比重逐步下降,精神文化生活日趋重要,人均文教娱乐支出增多。居民家庭消费结构中吃穿用等生存资料的比例大幅度下降,文教娱乐、医疗保健与交通通讯等发展资料和享受资料的比例快速上升。其中,尤其是“教育文化娱乐服务”类(后文简称为“文教消费”)的消费支出增长最为明显。1993年其支出比例首次超过日用品而位居食品衣着之后,1998年又超过衣着类支出,并连续“稳居”第二位。文化教育消费水平是一个国家人民生活水平高低的重要标志,其对提高整个国民素质,促进经济发展起着巨大的推动作用。

长期以来,由于受到我国经济、社会发展水平的制约,以往更注重对物质产品消费的研究,而对精神文化产品消费及其动向多有忽视。这在消费品短缺时代是可以理解的,而在市场经济及买方市场的新时期,则应当加以改变。近年来,我国城乡居民收人逐步增加,消费市场日趋繁荣,为居民消费层次的升级准备了基础性条件。2006年我国城镇居民的恩格尔系数已降为 35.8%,已达到联合国粮农组织的富裕阶段。广大群众解决了温饱问题之后,文化消费的意识得到增强,已经开始注意提高生活质量;在满足了生存的基本需要之后,开始转向享受需要与发展需要。而文化消费需求是享受需要、发展需要的重要组成部分,值得在理论研究和政策设计中给予足够的关注。通常意义的文化消费的覆盖面较宽一些,考虑到数据的可得性,故本文只选择文教消费来讨论。

二、模型综述

面板数据模型(Panel Data模型)是近 20年来计量经济学理论与方法的重要发展之一,已在国内居民消费结构变动的实证分析方面得到一定应用。Panel Data模型可以使用面板数据,同时包含了时序数据与截面数据,这样就既可以分析个体之间的差异又可以描述个体动态变化的特征;其次是建立需求模型等计量模型往往存在多重共线性的问题,但Panel Data可以有效削弱模型中的多重共线性问题的影响,从而得到更为精确的估计结果;最后 Panel Data可以反映一些被忽略的时间因素与个体因素的综合影响。

Panel Data模型的一般形式为:

其中,xit为解释变量,下标 i代表不同个体(地区),t代表时间(年)。模型中的系数随着时间和个体的不同而改变,因而可以反映模型中被忽略的时间因素和个体差异因素的影响。由于模型中系数个数多于方程个数,无法从模型中直接识别出所有参数,所以估计参数时需要对模型附加一定的约束条件,根据约束条件的不同可以将 Panel Data模型分成以下三个类型:

(一)变系数模型与变截距模型

实际应用中通常对模型(1)附加一定的约束条件。如果消费需求的差异主要表现在横截面的不同个体之间,则参数不随时间而变化,则模型(1)可以表述为:

模型中的截距系数 α和斜率系数 β随着个体的不同都在改变,即用 α与 β共同反映模型中被忽略的个体差异因素的影响,所以称模型(2)为“变系数模型”。在模型(2)再假定斜率系数都是常数,则得到“变截距模型”表示如下:

若假定模型(2)中的截距与斜率系数都是常数,则得到:

即模型中被忽略的个体差异因素对截距和斜率系数都无影响,此时相当于把 T个时期的横截面数据融合成一个“混合样本”(样本容量为 nT),所以称模型(4)为“混合回归模型”。

(二)固定效应模型与随机效应模型

根据模型中待估参数的不同特性,又可以将模型(1)到(4)划分成“固定效应模型”与“随机效应模型”。如果将模型中的 看作是确定性变量,即认为模型中的省略因素对横截面个体之间消费差异的影响是固定不变的,则模型是固定效应模型。如果将模型中省略因素对不同个体的影响视为随机变量,则模型为随机效应模型。更进一步说这里随机效应模型与固定效应模型都考虑了个体之间的差异,它们的差别在于随机效应模型假定个体之间的差异服从某一随机分布,可以用随机变量来表示;而固定效应模型则是假定这种差异是固定不变的,可以用一系列常数来表示。例如在模型(4)中,如果是在固定效应模型,则 αi可视为虚拟变量的系数,则模型满足经典假定的情况下可以用最小二乘法估计模型,所以又可以称为“最小二乘虚拟变量模型”(LSDV)。对于随机效应模型可以表示为:

其中 α为常数,vi与模型中的随机误差项 εit一样是随机变量,它综合反映了被忽略的个体差异因素的随机影响。此时,所以又称该模型为“误差成分模型”,一般采用广义最小二乘法(GLS)进行估计。

(三)同时考虑时间和个体差异的变截距模型

在模型(1)中若假定斜率系数是常数,而截距系数随个体和时间的不同都在改变,即认为模型中被省略的时间因素和个体差异对消费需求的影响只表现在截距项上,则模型(1)可以表示为:

其中,α0为平均截距,λi、μi分别反映了模型中省略的个体差异因素和时间因素。在模型满足经典假定的情况下,可以用最小二乘法估计模型;只是估计过程中需要事先对原始数据作中心化处理,并增加约束条件

(四)Panel Data模型的识别

Panel Data模型的形式不同采用的估计方法也是不同的,所以需要事先识别模型的具体形式。对于固定效应模型和随机效应模型,经典的判别方法是 Wu-Hausman检验。但是易丹辉 (2002)指出如果仅仅对自身效应为条件进行推论,宜使用固定效应模型,如果是样本推断总体效应,则应该使用随机效应模型。如果我们只考虑模型在个体 (或时间)上的差异且模型为固定效应模型时,可以采用 F检验来识别模型是变系数模型、变截距模型或者混合模型。具体的步骤是:首先检验模型是否存在个体差异,即检验参数之间是否存在显著差异。在原假设 H10:αi=αj,βi=βj(i,j=1,2,…,n)成立的情况下,检验统计量为:

当 F1小于临界值,则接受原假设 H10,认为模型中的参数与个体的变化无关,模型为混合回归模型;否则说明模型参数之间存在显著差异。其次检验模型参数的差异类型。在原假设 H20:βi=βj(i,j=1,2,…,n)成立的情况下,检验统计量为:

当 F2小于临界值则接受原假设 H20,认为模型的斜率系数之间无显著差异,个体之间的消费差异只是表现在截距项上,模型为变截距模型;若 F2大于临界值,则拒绝原假设个体之间的消费差异同时反映在截距和斜率系数上,模型为变系数模型。在F统计量中,n,T,k分别表示个体数、时期数和解释变量个数,S1,S2,S3分别是变系数模型、变截距模型与混合回归模型的残差平方和。

三、模型选择与应用

(一)模型选择与数据选取

根据消费需求函数理论和参考诸多研究文献将需求函数模型表示为:

Cit表示文教娱乐消费支出,Yit表示城镇居民人均可支配收入,Yi(t-1)表示城镇居民前期人均可支配收入,P1t,P2t,P3t分别表示三类文教娱乐消费支出的物价指数,Ci(t-1)表示了文教娱乐消费的前期消费行为。之所以选用这几个因素,一方面是因为它们是消费函数最重要的影响因素,另一方面由于样本数据呈现出截面单元较多而时间序列短的特征,为避免残差的相关系数退化为奇异矩阵而无法估计。

选取 2003-2007年我国 31省份的城镇居民家庭文教娱乐消费支出的统计资料作为建模的样本数据,并且以 2003年为基期的城镇居民消费价格指数以及文教娱乐价格指数去除了各年的人均可支配收入和文教娱乐消费支出,以消除价格变动的影响。样本数据由一个 n=31,T=5的面板数据构成。数据来源于 2004年到 2008年的《中国统计年鉴》。

为了便于分析,我们按照收入水平对各地区进行分类,在本文按照 2005-2007年城镇居民家庭平均人均可支配收入划分,将全国 31个省份划分成三类地区,分类结果如表 1。按照现行统计口径,教育文化娱乐服务由文娱用品、教育、文化娱乐服务三部分组成。“文娱用品”主要是指文娱用耐用消费品,如彩电、组合音响、家用电脑等;“教育”包括教材及参考书、学杂托幼费等;“文化娱乐服务”包括文化用品、书报杂志、文娱费、旅游等。因此本文对三类地区分别就文娱用品、教育、文化娱乐服务消费进行实证分析。

表 1 按收入分组的地区分类情况

(二)模型识别

首先我们需要对模型进行识别,本文分别使用三个地区 2003-2007年的面板数据,由于具有样本期短而截面数据长的特征,可以认为模型参数是与研究对象的个体差异有关而与时间的变化无关,另由于模型是对样本自身的个体差异情况进行分析,依据易丹辉的说法我们可以认为本文的面板数据模型是固定效应模型。因此这里我们就可以运用前文中 Panel Data模型的识别内容来进行 F检验以判定模型是混合回归模型还是变系数模型。具体判定的结果时,F1检验表明,各类地区的文教消费之间存在明显的地区差异;进一步 F2检验表明,各地区的文教消费差异只表现在截距上,也即各地区的文教消费模型均为固定效应的变截距模型。

(三)计算结果

根据 2003-2007年我国各地区各类文教消费的相关数据,利用广义最小二乘法,应用模型 Cit=βi0+βi1Yit+βi2Yi(t-1)+βi3Ci(t-1)+βi4P1t+βi5P2t+βi6P3t+εit对三类地区三部分文教消费分别进行回归分析,同时对回归模型进行统计检验。由于部分变量在模型中不显著,故进行多次修正模型后,汇总回归结果如表2。从表 2中可以看出,所有的回归结果的调整可决系数均大于 0.92,说明回归方程拟合优度比较高,同时 F检验统计量值均较大,在显著性水平 α=0.05上都通过了检验。

表 2 我国城镇居民文教消费的回归结果

四、结论与政策建议

(一)我国城镇居民文教消费的影响因素分析

从表 2的结果可以看出,收入、价格和滞后收入变量、各项文教消费滞后变量都是对我国城镇居民文教消费有重要影响的因素,其中收入仍然是最主要的影响因素,说明当前我国城镇居民在文化教育娱乐的消费主要还是受收入的影响,这不难理解,虽然今年来我国城镇居民的生活水平发生了翻天覆地的变化,但是我国城镇居民的精神文化消费水平还是依赖于收入水平的高低。

价格因素对于各部分文教消费的影响因地区和类型的不同而不同。文娱用品的价格基本不对其的消费产生影响,主要由于近年来文娱用品的价格持续下降,在现有收入水平下,价格已不是主要因素。教育价格与高收入地区城镇居民消费呈反向变动关系,说明高收入地区的教育服务水平已比较高,城镇居民可以按价格来选择是否消费,教育消费品初步呈现一般消费品的价值规律。文化娱乐的价格只对中等收入地区城镇居民的消费产生了影响,并且是正向影响,这是这一地区城镇居民较多收入追逐较少文化娱乐品的结果。

滞后变量对各部分文教消费的影响也因地区和类型的各不相同。滞后收入变量主要对中低收入地区城镇居民的文教消费产生了一定的影响,其中边际消费系数分别为 0.1128和 0.0093,说明中低收入地区城镇居民上一年收入增加部分中分别只有11.28%和 0.93%用来增加当年的精神文化消费。各类地区的文化娱乐消费具有一定的持续性,上一年消费对当年消费影响显著。而文娱用品的前期消费只是对高收入地区城镇居民本期消费影响显著,而对中低收入地区的影响不显著,这反映了高收入地区城镇居民由于收入高所以可以持续增加对更新换代的文娱用品的需求,而中低收入地区城镇居民对于文娱耐用品的购买是一次性的。中低收入地区的教育消费也表现出了一定的持续性。

(二)我国城镇居民文教支出的地区差异分析

根据表中数据,可以计算出我国高、中、低收入地区城镇居民文教的边际消费倾向分别为0.0586,0.1478,0.0626,由此可以看出我国三类地区文教消费的边际消费倾向存在较大的差异,其中中等收入地区的城镇居民新增加的收入中分别有 14.78%用于增加文教消费,居第一位,其次是低收入地区,最后才是高等收入地区。进一步分析可以看出,中等收入地区城镇居民在文教消费中教育消费比例是最高的,次之是消费文娱用品,最后才是文化娱乐消费,分别占59.7%,27.9%和 12.4%,说明中等收入地区城镇居民将教育作为精神文化消费的主要项目。高收入地区的边际消费比例分别在文娱用品、教育、文化娱乐消费逐渐升高,由于统计口径的问题,文娱用品消费主要是指购买文娱用耐用消费品,这说明高收入地区城镇居民购买文教耐用消费品已不是主流,而在于休闲娱乐满足精神文化的消费。而对于低收入地区来说,新增收入中用于文娱用品与文化娱乐消费的部分较大些,用于教育消费还较低。

三类地区对价格变化的反应各不相同。由于我国居民收入的整体提高,对于文娱耐用品的购买,价格已不是主要影响因素,所以三类地区对于文娱用品的价格变化均不敏感。但可以看出高收入地区对于教育价格还是敏感的,当教育价格上涨时,高收入地区城镇居民选择适当降低教育消费。中低收入地区城镇居民对于教育价格表现得不敏感,也从一个侧面说明这两类地区的教育供给可能不足以或刚刚能满足需求。高、低收入地区城镇居民对于文化娱乐价格都不敏感,而中等收入地区城镇居民对文化娱乐的价格表现强烈。从数据来看,文化娱乐价格增加,中等收入地区居民反而增加消费,这可能由于是中等收入地区城镇居民在收入增加的同时,随之增加的强烈的精神文化的需求,与之不相适应的是文化娱乐消费品的供给的匮乏,所以出现非理性消费,随着其价格的攀升,消费也逐渐攀升。

(三)引导我国居民文教消费的政策建议

基于以上分析,为了满足我国居民日益增长的精神文化需求,我们考虑还应该努力做好以下几方面的工作:(1)努力提高居民的收入。收入水平的提高是居民文教消费的必要条件。没有强大的经济做后盾,就不可能有文教消费的发展。(2)引导居民在收入提高后首先增加文化娱乐和教育的投入,以提高家庭的精神文化生活质量和受教育水平。(3)为市场提供优质、健康的文化商品和服务。生产与供给是整个消费活动的起点,没有高质量的文化商品的生产和文化服务的供给,文教消费就等于无源之水、无本之木。

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