浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析.doc

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1、【精品文档】如有侵权，请联系网站删除，仅供学习与交流浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析.精品文档.浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析近年来，浙江经济增长经历了由投资驱动向投资和消费双驱动的转变，但是浙江的消费率总体仍然偏低，近几年都在50以下，不仅同80的世界平均水平相差甚远，还低于全国平均水平5个多百分点。其中，反映居民消费需求的平均消费倾向仍呈逐年走低态势。消费率过低已严重影响到浙江经济增长模式的选择，尤其是今年以来，国际金融市场动荡加剧，全球经济增长明显放缓，靠投资需求和出口需求拉动经济增长的难度越来越大，因此党的十七届三中全会提出了“采取灵活审慎的宏观经济政策，着力扩大国内需求

2、特别是消费需求”，进一步发挥消费需求对经济增长的促进作用显得更为重要和迫切。影响居民消费需求的因素很多，诸如收入、利率、价格水平、收入分配、消费者信贷、年龄构成、制度、风俗习惯等。在近年来居民收入差距不断扩大、引起社会各界极大关注的情况下，本文以收入分配环节为切入点，分析居民收入分配差距对消费需求的影响。本文以基尼系数和平均消费倾向为变量，在对二十世纪80年代初以来浙江居民收入差距与居民消费需求之间关系进行描述性分析的基础上，采用单位根检验、格兰杰因果关系检验和系统变参数模型等计量经济研究方法，通过实证揭示浙江居民收入差距对居民消费需求的影响，以期为解决当前居民收入差距扩大问题、促进经济增长模

3、式向消费主导型转变提供决策依据。一、变量选择和样本数据基尼系数是衡量收入差距最常用的指标，用来反映居民收入分配与绝对平均分配的差距，它的取值在0和1之间，数值越大，收入差距越大。由于资料来源的限制和计算方法的不同，不同学者和研究机构计算的基尼系数的差异较大，本文以浙江调查总队城镇住户调查处和农村住户调查处发布的浙江城镇居民基尼系数和农村居民基尼系数为准。在此基础上，为了研究全省城乡居民的收入差距状况，本文采用R.MSundrum在其欠发达国家收入分配问题一书采用的二分法来计算全部城乡居民的基尼系数，计算公式如下：上式中，G是全省城乡居民收入分配的基尼系数；G1和G2分别表示农村居民和城镇居民的

4、基尼系数；P1和P2分别表示在总人口中农村居民、城镇居民各自的人口比重；Y1和Y2分别表示农村居民、城镇居民的人均收入； 是全体居民的人均收入。居民消费倾向是指收入中用于消费的比率，反映居民消费支出和收入水平变动关系。消费倾向分为平均消费倾向和边际消费倾向。本文采用居民平均消费倾向指标来反映消费需求，即居民总消费支出和总收入的比率，反映居民在一定时期内平均每单位收入用于消费的部分。同样，本文以城镇居民人口和农村居民人口为权重，计算得到全省城乡居民的平均消费倾向（APC），公式如下：APC=（城镇居民人均消费性支出*城镇居民人口+农村居民人均消费性支出*农村居民人口）/（城镇居民人均可支配收入*

5、城镇居民人口+农村居民人均纯收入*农村居民人口）本文使用的数据除城镇居民基尼系数和农村居民基尼系数取自浙江省农村住户调查资料（2007年）（国家统计局浙江调查总队）外，其余都来源于历年的浙江统计年鉴。考虑到数据的完整性，样本区间定为1982年2007年。本文数据处理采用计量经济分析软件Eviews5.1进行。二、居民收入差距和消费需求的变化趋势在进行实证分析前，先对浙江居民收入差距和消费需求的变动趋势进行初步观察，以了解两者之间的大致关系，为实证分析奠定基础。从图1可以看出，从二十世纪八十年代以来，浙江居民收入分配基尼系数总体呈现波浪式上升的走势，而平均消费倾向则总体上是一个波浪式下降的走势。

6、分阶段比较两者发展轨迹，可以发现，在1982-1991年，基尼系数和平均消费倾向基本保持了一个同向的走势，且均以1988年为界，完成了一个先上升、后下降的过程；1988年，基尼系数为0.2910，平均消费倾向为0.926，均达到了这一时期的阶段性峰值。而1991年以后，两者出现反向走势，基尼系数再次步入上升轨道，从1991年的0.2851，上升到2007年的0.3827注，而平均消费倾向则从1991年的0.847，下降到2007年的0.744。进一步对基尼系数和平均消费倾向两个时间序列进行相关分析，得到的Pearson相关系数值的绝对值大于0.8，可以得出结论，基尼系数和平均消费倾向呈高度相关

7、关系（见表1）。表1 基尼系数与平均消费倾向的Pearson相关分析结果基尼系数平均消费倾向基尼系数相关系数1.0000-0.8015P 值0.0000平均消费倾向相关系数-0.80151.0000P 值0.0000* 显著性检验为双尾检验三、收入差距对消费需求影响的实证分析（一）序列平稳性检验从前述分析可知，基尼系数序列曲线有上升的线性时间趋势，平均消费倾向序列曲线有下降的线性时间趋势，因此在作进一步的研究之前首先要对这两个时间序列进行平稳性检验。表2是对变量时间序列运用目前广泛使用的ADF单位根检验所得到的结果，其中x、y分别代表基尼系数和平均消费倾向，x、y分别是x和y的一阶差分。检验结

8、果表明，x、y的ADF值都大于显著性5%的临界值，都存在单位根，是非平稳序列；而经过一阶差分后，x、y的ADF值都小于显著性5%的临界值，都不存在单位根，是平稳序列，即x、y都是一阶单整序列。表2 单位根检验结果变量检验类型ADF值5%临界值P值检验结果x(c,t,1)-2.9779-3.61220.1582不平稳y(c,t,o)-2.5593-3.60320.2998不平稳x(c,t,2)-4.7506-3.63290.0053平稳y(c,n,3)-3.6083-3.01240.0147平稳注：（c，t，k）分别表示常数项、趋势项和滞后阶数，n表示不包含常数项或趋势项，滞后阶数的选择标准是以

9、AIC和SC值最小为准则。（二）格兰杰因果关系检验格兰杰因果关系检验考察的是序列x是否是序列y产生的原因，其主要原理是：先估计当前的y值被其滞后期取值所能解释的程度，然后验证x的滞后值是否可以提高y的解释程度，如果是，则称序列x是y的格兰杰原因，此时x的滞后期系数具有统计显著性。相应地，还应该考虑问题的另一方面，即序列y是否是x的格兰杰原因。表3 格兰杰因果关系检验结果滞后期平均消费倾向不是基尼系数的原因基尼系数不是平均消费倾向的原因F值P值检验结果F值P值检验结果12.806710.10870接受0.037700.84792接受21.775700.19778接受0.635500.54114接

10、受30.231430.87306接受2.598780.09067拒绝40.788090.55469接受2.536210.09491拒绝50.729840.61871接受4.621640.02291拒绝60.724020.64753接受3.409650.08055拒绝由于只有在平稳变量之间或存在协整关系的非平稳变量之间才能进行格兰杰因果关系检验，本文中x、y都是平稳序列，可以对两个变量进行格兰杰因果关系检验。检验结果显示，在10%的显著性水平下，当滞后期为1、2、3、4、5、6时，均接受“平均消费倾向不是基尼系数的原因”的原假设；而当滞后期在3以上时，均拒绝“基尼系数不是平均消费倾向的原因”的原

11、假设。可见，二十世纪80年代以来浙江居民收入差距是影响消费需求的原因，但两者不存在互为因果的关系。上述因果关系检验结果与一般经济理论和国内外学者的研究结果是基本吻合的。自二十世纪50年代以来，众多专家学者运用不同的数据，对收入分配差距对消费需求的影响进行了大量的计量研究，尽管结论不尽相同，既有认为收入分配不平等有利于经济增长的，也有认为收入差距扩大导致居民消费倾向下降、消费需求不足从而制约经济增长的，但有一个结论是共同的：即居民收入差距是影响消费需求的一个重要因素。（三）变量间的系统变参数模型那么改革开放以来随着浙江居民收入差距的不断扩大，其对居民消费需求又产生了怎样的影响呢？为了实证分析浙江

12、居民收入差距扩大过程中对居民消费需求的动态影响过程，探求收入差距的合理范畴，本文拟建立基尼系数和平均消费倾向的系统变参数模型进行研究。1.模型基本原理系统变参数模型是虚拟变量模型的推广，它允许回归模型的截距和斜率随样本观测值改变而系统地改变。系统变参数模型可以分为截距变动模型和截距斜率同时变动模型。（1）变截距模型设线性回归模型为：Yt=1t+2X2t+3X3t+kXkt+ut （1）截距项1t比各斜率系数多一个下标t，说明回归模型的斜率在整个样本期保持不变，截距项1t的变化是随t的改变而变化。并且假定1t的变化是系统的(即非随机的)，且这种变化是全由外生变量决定，则 (1)式就是一个系统变参

13、数模型。为了表述方便，我们假定1t由下面简单的辅助关系决定：1t =a1+a2Zt （2）式中a1和a2是常数，又称为“超参数”，Zt是用来解释1t变动的外生变量。(2)代入 (1)得Yt= a1+a2Zt +2X2t+3X3t+kXkt+ut （3）用最小二乘法（OLS）法可对上式中的超参数以及其他参数一并进行估计。（2）截距和斜率同时变动模型我们也可以假定斜率参数与截距一样存在系统变动。例如，如果允许2作如下变动：2t=b1+b2Wt （4）将(4)代入(3)，则有Yt= a1+a2Zt + b1 X2t +b2 X2t Wt +3X3t+kXkt+ut （5）这里只假定1t和2t存在系统

14、变化，在实际应用中，我们还可以假定更多的参数存在系统变化，甚至可以允许超参数变量本身不是常数。用OLS法得到 (5)式中参数估计值之后，即可对参数是否存在系统变化进行统计检验。如果a2和b2在统计上不显著，就可以把1和2看作常数；反之如果a2和b2在统计上显著地不为零，则认为1和2存在系统变化。2.模型估计设初始模型如下：y=+x （6）x、y分别代表基尼系数和平均消费倾向。假设模型截距和斜率都是随时间推移不断变化的，假定和的变化可由下面的辅助方程决定（设1982年时T=1，1983年时T=2，以此类推）：t=a1+a2T+a3T2t=b1+b2T+b3T2 T=1，2，3， 26 （7）将(

15、7)代入(6)得Yt=a1+a2T+a3T2+b1Xt+b2TXt+b3T2Xt+t用OLS法估计上式，得如下结果：Y=0.6274+0.0530T-0.0016T2+1.1831X-0.2358TX+0.0068T2XP(0.0008)(0.0746)(0.4752)(0.2030)(0.0016) (0.1605)由上面的结果知道，大部分系数不显著，故假定的变参数方程存在一定问题。故不妨再假定和的变化可由下面的辅助方程决定：t=al+a2Tt=b1+b2T T=1，2，3， 26此时模型确定为：Yt= a1+a2T+b1Xt+b2TXt+t代入数据，用OLS法估计结果如下：Y= 0.922

16、0-0.0086T-0.0607X+0.0055TX P(0.0000)(0.5021)(0.8888)(0.8450)方程拟合的效果仍然不好。以此类推，经过多次试算，当辅助方程为t=a1+a2T+a3T2t=b1+b2T T=1，2，3， 26时，得到如下拟合效果较好的模型：Yt= a1+a2T+a3T2+b1Xt+b2TXtOLS法估计结果为：Y=0.5011+0.0158T+0.0016T2+2.0624X-0.1989TX （8） P(0.0016)(0.2100)(0.0017)(0.0066)(0.0038) DW=1.37， F=22.89， R2=0.78(8)式又可写成：Y=

17、0.5011+0.0158T+0.0016T2+（2.0624-0.1989T）X因此可知：当X 的系数2.0624-0.1989T O，即T10.37时，收入差距对消费需求有正的作用；当2.0624-0.1989T 10.37时，收入差距对消费需求有负的作用。3.模型结果分析从以上结果可知，浙江居民收入差距对消费需求的影响以T=10（1982年时T=1）大致分为两个阶段：当T10.37时，即1992-2007年，收入差距对消费需求产生了负的作用。这一时期，基尼系数从0.3以下上升到接近0.4，居民的收入差距迅速扩大，财富向少数高收入者集中，高收入群体收入比重增大，高收入群体人口比重减少，低收

18、入者的收入比重减少，低收入者的人口比重加大。高收入者经过前一时期的消费积累，对各种消费需求已经饱和，高收入者的高收入无法转化消费，高收入者的消费倾向降低，而低收入者的消费倾向高，有消费欲望但无力消费。如浙江城镇居民中20%高收入户收入占全省城镇居民收入的比重从1992年的27.4%上升到2007年的40.3%，其平均消费倾向从1992年0.739下降到2007年的0.605；而20%低收入户的收入比重从1992年的14.3%下降到2007年的7.7%，其平均消费倾向的变化幅度则较小，1992年和2007年分别为0.910和0.904。故这一时期居民收入差距的扩大抑制了总消费，全部居民的平均消费

19、倾向逐步下降。四、主要结论与政策建议（一）主要结论本文采用描述性分析、单位根检验、格兰杰因果关系检验和系统变参数模型等研究方法，运用1982-2007年的有关数据，就二十世纪80年代初以来浙江居民收入差距对居民消费需求的影响进行了实证分析，主要结论如下：1.反映居民收入差距的基尼系数和反映居民消费需求的平均消费倾向均是单整序列，两者之间存在高度相关关系；其中收入差距是影响消费需求的原因，但两者不存在互为因果的关系。2.收入差距对消费需求的影响呈现阶段性特点：在1982-1991年，基尼系数低于0.3的情况下，适度的收入分配不平等推动了一个消费品结构升级替代的过程，从而促进了消费需求的提高；而在

20、1992-2007年，基尼系数从0.3以下上升到接近0.4，收入差距的持续扩大降低了社会平均消费倾向，导致有效需求不足，从而制约了经济发展。（二）政策建议从上文研究可知，近年来浙江居民收入差距的不断扩大，是造成居民消费需求不足的重要原因。因此，需要努力解决当前居民收入差距扩大的问题，使居民收入差距保持在一个合理的范围内，以有效地促进消费需求和消费结构的升级优化。为此，提出如下政策建议：1.按照公平、合理的原则清理和整顿收入分配秩序，通过法律、法规和监督机构来约束分配中的不合理行为。具体包括：一是要建立和完善政府收入体系和制度，加强政府收费管理，规范政府分配行为。二是要进一步完善企业分配制度，建

21、立符合现代企业特点的企业基本工资制度。三是要规范垄断行业的收入分配，要以打破垄断为突破口，加快推进和完善垄断行业改革；最大限度地引入市场竞争机制，限制垄断经营规模；合理调节少数垄断性行业的过高收入，消除由于不合理的制度性因素带来的行业收入差距。2.改革现有城乡分割的二元分配制度。首先，要打破传统的城乡分割的户籍制度，构建新型的现代城乡户籍管理制度；其次，消除农民进城的制度障碍；支持和引导农村劳动力向城市有序流动，进入平等竞争的统一的劳动力市场；再次，积极建立进城农民工的社会保障制度和公共服务制度，并逐步使之纳入城市居民的社会保障和公共服务体系中；还要加大对农村公共产品的投入，完善农村的教育、卫

22、生和社会保障制度，努力增加农民收入，以提高占人口绝大部分比重的农村居民的消费水平。3.增加中等收入者人口比重。中等收入阶层边际消费倾向居中，正处于从小康向富裕型转变、从讲求消费数量向消费质量转变的阶段，加上多年的积累，已构成最具当前消费的群体，但目前我国中等收入阶层比重却很小，使中等收入阶层难以形成一个庞大的消费团体，进而拉大我国的消费需求。因此，需要扩大中等收入阶层比重，从制度上保证“多种分配方式并存”的分配制度，调动各方面的积极性，努力形成“橄榄型”收入分配格局。4.完善社会保障体系，加大转移支付力度。具体可以分为两个方面，一方面是针对中等收入、高收入阶层居民，使他们能够通过社会保障制度形

23、成对未来收入和支出的良好预期，增加其当期消费倾向；另一方面，对低收入户、困难户的社会保障，这主要是加大对这部分居民的转移支付，逐步提高社会保障覆盖率，增加这部分低收入居民的现期消费。5.加大税收对收入差距的调节力度。完善个人所得税制，是缩小收入差距的重要措施。增加高收入者的税负，降低他们的相对收入，减少低收入者的税负，提高他们的相对收入。首先，提高个人所得税的起征点和累进程度，把收入再分配的目标集中在于极少数最高收入者。其次，要提高收入的透明度，建立个人收入纳税申报制度，坚决取缔非法收入和各种灰色收入。第三，开征遗产税、赠与税、高消费税等以降低高收入者的储蓄欲望，同时提高低收入者的收入，使他们

24、获得最低的消费需求，从总体上提高消费倾向。6.建立公平合理的教育制度，加大对弱势群体教育的政策支持。改善低收入人群的教育状况，是在结果上缩小收入差距的一个重要前提。换言之，通过改善教育，可以使人们在人力资本的差距上有所缩小，打破优势阶层对优势职业的垄断局面，使教育成为社会流动的机制，成为改变人的社会位置的重要途径。注：本文运用R.MSundrum的二分法计算的近几年浙江省全部城乡居民基尼系数，与浙江调查总队近年发布的相关数据略有出入，如后者发布的2007年全部城乡居民基尼系数为0.4078。主要原因是计算方法不同，后者是用全部城乡居民的住户分户资料直接计算的。由于无法得到完整的2000年以前历

25、年城乡居民的住户分户资料从而直接计算基尼系数，本文为满足研究需要，用二分法计算了1982-2007年的全部城乡居民基尼系数，也能客观反映浙江居民收入差距的变化趋势。一、 引言 目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人

26、数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义 。 下面，本文将利用我国各地区城镇居民19942006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。 二、 文献回顾 国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到Diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就

27、成为学术界争论不休的问题。 Feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而Barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的观点。Cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影

28、响。Abel（1985），Kotlifoff，Shoven和 Spivak（1987）以及Hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。 近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。 戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的

29、存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个OECD国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。 在宏观经济学（1998）一书中，奥利维尔琼布兰查德和斯坦利费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在

30、完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献 会使私人储蓄减少。 Zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。 Ehrlich和Zhong（1998）用多国数据检测养老金/GDP这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。 Alessandro Cigno、Luca Casolaro和Furio C.Rosati（2000）通过建立VAR模型，用德国数据估计社会养老保险对储

31、蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。 Cigno和Werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。 中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。 刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件

32、下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。 三、 理论模型 本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝

33、利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式： （3.1） 在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下： （3.2） 其中，C表示消费；Y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。 四、 实证分析 （一）、数据来源。 由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的中国统计年鉴、中国劳动和社会保障年鉴的相关资料进行整理，可以得到19942006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值

34、。 （二）、模型设计 根据理论分析，建立模型如下： （4.1） 其中， 、 分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（西藏除外），t表示年份； 表示养老保险覆盖率。 （三）、模型估计 对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型 。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1： 表4-

35、1：模型（4.1）基于19942006年样本数据的拟和结果 Dependent Variable: SJZC? Sample (adjusted): 1996 2006 Cross-sections included: 30 Method: Pooled Least Squares Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 206.7854 32.03799 6.454381 0.0000 SJSR? 0.477065 0.025279 18.87220 0.0000 FGL?(-2) 237.9313 59.02837 4.030

36、796 0.0001 SJZC?(-1) 0.307389 0.040986 7.499861 0.0000 Fixed Effects (Cross) BEIJIN-C 258.0200 TIANJIN-C 24.37011 HEBEI-C -121.7037 SHANXI-C -112.2286 NEIMENGGU-C -76.06340 LIAONING-C 32.22301 JILIN-C 4.572188 HEILONGJIANG-C -109.0851 SHANGHAI-C 69.67936 JIANGSU-C -130.9523 ZHEJIANG-C 73.10777 ANHUI

37、-C -49.16519 FUJIAN-C -7.967918 JIANGXI-C -200.9693 SHANDONG-C -153.0759 HENAN-C -159.7379 HUBEI-C 25.39022 HUNAN-C 58.26863 GUANGDONG-C 288.8604 GUANGXI-C -7.368855 HAINAN-C -80.54226 CHONGQIN-C 292.2889 SICHUAN-C 53.43304 GUIZHOU-C -27.22416 YUNNAN-C 40.11709 SHANNXI-C 103.2125 GANSU-C 33.62868 QI

38、NGHAI-C -30.13145 NINGXIA-C 48.95082 XINJIANG-C -60.19158 Effects Specification：Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.995020 F-statistic 1835.850 Adjusted R-squared 0.994478 Prob(F-statistic) 0.000000 注： SHANNXI表示陕西；SHXNXI表示山西 调整后的 达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百

39、分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。 （四）模型合理性检验 1、残差平稳性检验 最早使用面板数据进行单位根检验的是Bhargava等（Bhargava et al, 1982）。他们利用修正的DW统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回归(seemingly unrelated regression)模型，采用GLS估计方法提出了面板单位根检验方法SUR-DF检验。Levin and Lin(1993)建立的LLC 法也是对面

40、板数据进行单位根检验的早期版本。Im、Pesaran 和Shin 在1997 年建立了IPS 法，但Breitung（1999）发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感。Maddala and Wu(1999)建立了MW 法。2003 年Im、Pesaran 和Shin 在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的W 检验。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用Levin, Lin 和Chu 检验、Im, Pesaran and Shin W-stat 检验、ADF - Fisher Chi-square 检验和PP - Fisher Chi-square检验(Maddala a

41、nd Wu (1999) 和Choi (2001)。这些方法出发点很类似，都考虑panel data如下的AR（1）处理过程： （4.2） 表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。 表示自相关系数。 假定独立同分布。如果， ，则认为 是平稳的；如果， ，则认为 包含一个单位根。为了检测，通常对 有两个假定：一是 = 对于所有的i，Levin, Lin 和Chu检验方法就包含这个假定；二是允许 随i的不同而变化，Im, Pesaran 和 Shin (2003), Fisher- ADF 和 Fisher-PP tests检验方法包含这个假设。 用Eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在

42、情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。 表4-2：残差平稳性检验结果 Cross- Method Statistic Prob.* sections Obs Null: Unit root (assumes common unit root process) Levin, Lin & Chu t* -10.0101 0.0000 30 295 Breitung t-stat -4.62939 0.0000 30 265 Null: Unit root (assumes individual unit root process) Im, Pesaran

43、and Shin W-stat -5.80638 0.0000 30 295 ADF - Fisher Chi-square 134.058 0.0000 30 295 PP - Fisher Chi-square 141.805 0.0000 30 297 2、模型的阶段性适应性检验 考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了关于完善城镇社会保障体系的试点方案，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以19942000、2000

44、2006为样本拟和模型结果如下： 表4-3：模型（4.1）基于19942000年样本数据的拟和结果 Dependent Variable:SJZC? Sample (adjusted): 1996 2000 Method: Pooled Least Squares Cross-sections included: 30 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 145.5405 84.11292 1.730299 0.0863 SJSR? 0.579703 0.035072 16.52898 0.0000 FGL?(-2) 292.

45、2467 127.2074 2.297403 0.0234 SJZC?(-1) 0.187221 0.067279 2.782741 0.0063 Fixed Effects (Cross) BEIJIN-C 194.6629 TIANJIN-C -67.36612 HEBEI-C -113.7160 SHANXI-C -42.34672 NEIMENGGU-C -152.1187 LIAONING-C -18.23536 JILIN-C -7.334862 HEILONGJIANG-C -91.12028 SHANGHAI-C 29.50539 JIANGSU-C -81.55497 ZHEJIANG-C 59.36932 ANHUI-C -44.54383 FUJIAN-C 40.25343 JIANGXI-C -170.0938 SHAND