中国城乡居民消费需求系统的AIDS模型分析.pdf
中 国 城 乡 居 民 消 费 需 求系 统 的 AIDS 模 型 分 析穆月英1,笠原浩三2,松田敏信2(1.山西省社会科学院,山西太原030006;2.日本鸟取大学 农学系,日本鸟取)摘要:改革开放以来经济发展的实践证明,消费需求的快速持续增长是中国国民经济快速增长的主要带动力量之一。但是,近年来中国呈现出一定的居民消费不足现象,并使消费问题进一步成为各界注目的热点问题。今后,中国将加入世界贸易组织(WTO),这将为中国的市场进一步开放带来机遇与挑战。在这样的新环境之下,中国国民的消费需求结构,并且各消费品种间的相互依存关系,以及消费需求结构的变化趋势等问题的计量分析及发展趋势的把握,成为国家有关政策制定的当务之急。对中国城乡居民消费需求应用 AIDS 模型进行计量分析,有较可靠分析结果。关键词:中国居民消费需求;AIDS模型;定量分析中图分类号:F047.3文献标识码:A文章编号:1004-972X(2001)08-0025-04关于中国居民消费问题的研究,一直是一个被学术界注目的问题,特别是改革开放以来,产生了大量的定量分析研究成果。但是,在已往的定量分析中,一般是回归分析及线性支出系统模型,还有扩展的线性支出系统模型运用得比较多,并且在这些模型的建模过程中,单一方程比较多,但考虑多种因素,并通过联立方程组建模尚属少见。本研究将首先运用灰色评估方法将 30 个省(直辖市、自治区)进行消费水平的分区(王学萌,穆月英,1992),并按照分区结果将地区虚拟变量引入模型中,在此基础上,运用 30个省(直辖市、自治区)的具有纵横交错特性的数据,运用理想的需求系统模型(AIDS),建立联立方程组,对城乡居民的消费需求系统进行估计分析。通过城乡居民的相互比较,来把握中国居民消费需求特征。一、模型的选择在本研究中,采用从 20 世纪 80 年代开始被开发和应用的 AIDS(Almost Ideal Demand System),即理想的需求系统模型,进行系统性的消费需求系统分析。在一般的消费需求系统的计量观察中,遇到的一个问题是,因分析对象所包括的消费项目较多,而使解释变量增加,从而造成难以确保解释变量的自由度的问题,也就容易对观测结果的统计检验结果产生一定影响。解决这一问题的一个方法是,利用假定有两阶段的消费支出分配的消费需求系统方法(简称两阶段需求分析,以下同),并且由于在两阶段需求分析方法中,消费者首先在第一阶段,对包括食品、住宅、衣服等各种各样的消费资料进行支出分配的决定,然后,在第二阶段,对第一阶段的某一种消费资料,比如食品,对其各种消费细目(粮食、蔬菜、肉类等)进行支出分配的决定。这样,第二阶段的消费意志决定与第一阶段的消费决定是关联的,表现了这一方法在理论上的优越性。在本研究中,选择了两阶段消费需求系统模型,对城市和农村居民分别建立联立方程组进行估计,最后通过两者的比较分析,对中国居民的消费需求系统加以考察。AIDS的一般估计形式是:Wi=Ai+jCijlnpj+Biln(X/P)+kdtikTik+KdziKZiK+ei(1)其中,Wi是i消费品的消费支出在总消费支出中所占的比率,pj是消费品的价格,X 是人均总消费支出,P 是 Stone价格指数(lnP=jWjlnpj),Tik是年虚拟变量(k=1,2,3,4),ZiK是地区虚拟变量(在城市 K=1,2,在农村K=1,2,3),ei是误差项,Ai,Bi,Cij,dtik,dziK是待估计的回归系数。这里对模型中的地区虚拟变量问题加以说明。在中国,居民消费结构的一大特征是地区间的消费差距的存在。从1998年城市居民的年人均生活费收入来看,最高的是广东省(8839.7 元),第二位是上海市(8773.1元)。但最低的甘肃省收稿日期:2001-06-05作者简介:穆月英(1963),女,山西浑源人,山西省社会科学院副研究员,现为日本鸟取大学博士研究生。笠原浩三,日本鸟取大学农学系教授。松田敏信,日本鸟取大学农学系讲师。25 经济问题 2001 年第 8 期Aug.,2001No.8(4009.6 元)与广东省的差距有 2.2 倍。另一方面,农村居民的年人均纯收入最高的是上海市(5406.9 元),最低的是贵州省(1334.5 元),如果把全国平均水平作为 100,那么,最高的上海市是 250.1,最低的贵州省是 61.7。从中可见,在分析中国居民的消费需求之时,是不能忽视地区间差距问题的。从此意义上,为了在消费需求系统分析中,便于考虑地区特征,我们首先进行消费的地区划分。选择了考虑地区自然、经济、社会等因素的 8 个评价消费水平的评价指标,分别是年人均纯收入(或城市人均可支配收入)、家庭人均消费支出、恩格尔系数、家庭文化教育支出、自来水普及率、每万人拥有绿地面积、人均住宅面积、每万人中在校大学生数。在此基础上,运用多维灰色评估方法,对中国 30个省(直辖市、自治区)按城市和农村分别进行了地区划分,其结果是,将城市划分为 3 个消费地区(见表 1),将农村划分为 4 个消费地区(见表 2)。根据这一分区结果,在以上AIDS模型中,对城市居民引入 2 个虚拟变量(因有 3 个地区),对农村居民引入 3 个虚拟变量(因有 4 个地区)。表 1城市的消费地区划分高中低北京市河北省辽宁省山西省内蒙古天津市江苏省山东省吉林省黑龙江上海市湖北省湖南省安徽省江西省浙江省海南省广西区河南省贵州省福建省四川省云南省西藏区陕西省广东省青海省新疆区甘肃省宁夏区表 2农村的消费地区划分高中上中下低北京市河北省辽宁省 河南省山西省贵州省天津市福建省山东省 内蒙古海南省西藏区上海市湖北省湖南省 宁夏区四川省甘肃省浙江省广西区江西省 新疆区陕西省青海省江苏省吉林省黑龙江云南省广东省安徽省此外,在通常的AIDS模型中,一般有以下的各回归系数的制约条件关系式:(1)收支均等(adding-up)iAi=1,iBi=0,iCij=0(2)同次性(homogeneity)jCij=0(3)对称性(symmetry)Cij=Cji(4)负性(negativity)Cij0根据 AIDS,按照以下的公式来求得消费需求系统的有关弹性系数。支出弹性系数(收入弹性系数):Ei=1+Bi/WiMarshall的价格弹性系数:Gij=-Dij+rij/Wi-BiWj/WjDij=1(i=j),Dij=0(ij)Hicks 的价格弹性系数:G*ij=-Dij+rij/Wi+WjDij=1(i=j),Dij=0(ij)在第一阶段的估计中,完全是按照上述公式进行的。但在第二阶段的估计中,则有两种计算方法,一种是按照与第一阶段相同的计算方法求得弹性系数,在消费需求理论中,称其为有条件的弹性系数;另一种计算方法是,在上述有条件的弹性系数的基础上,结合第一阶段的有关估计结果,求得第二阶段的弹性系数,称其为无条件的弹性系数。如果把无条件的支出弹性系数用EI表示,把无条件的价格弹性系数用 GI J表示,则其计算公式分别是:无条件的支出弹性系数(收入弹性系数):E*I=EiEI无条件的价格弹性系数:G*IJ=GIJ+EIWI(1+Gii)其中,Ei及 Gii是在第一阶段估计的食品的支出弹性系数及自价格弹性系数。二、数据的来源在改革开放前,中国居民的消费品供求状况呈现出一定程度上的供给不足状态。也就是说,消费品的供给不能充分满足居民的消费需求。随着 20 世纪 80 年代的改革开放政策的实施,经济实力的不断壮大,消费品的供给状况也有了较大改善,但供给状况得到彻底改善并达到能充分满足居民的需求的状态,却是到了 90年代以后的事。此外,在过去的计划经济阶段,国家曾对城市居民实行的是食品供应、医疗补助、燃料供给、住宅分配等方面的优惠制度,其对城市居民的消费需求产生过重大影响。而这种制度从 80 年代开始按照市场运行规则逐渐有所改革。但直到进入 90 年代,优惠供应制度对城市居民消费的影响才得到极大减弱。据此,在跨长期的消费分析中,以上的供给因素及供应制度的变化对居民消费生活的影响不可忽视。这样的影响,会影响到消费需求分析的效果。但剔除这种影响之后,就只有 90 年代以后的仅几年的时间序列数据,这样是不能确保样本容量的。为此,本研究采用以 31 个省(直辖市、自治区)的截面数据为基础,并扩充有 5 年以上的具有纵横交错特性的数据来进行分析。在计量经济学理论中,是这样评价具有纵横交错特性的数据的:对于一般的截面数据,由于受到一个个经济主体的属性以及各经济主体的外围所发生的一切的影响而波及到计量分析的效果,要弥补这一缺陷,一个有效的方法是对同一经济主体采用两个时点以上的数据进行分析。特别是在探讨动态的最适化行动中,使用具有纵横交错特性的数据来进行分析是极为有效的。众所周知,目前城市居民与农村居民在收入及消费方面仍存在着很大的差距,进行两者的比较分析是本研究的主要26穆月英,笠原浩三,松田敏信:中国城乡居民消费需求系统的AIDS模型分析目的。因此,采用了 19951999 年出版的 5年的 中国统计年鉴,按城市与农村进行分别整理,31 个省中,将西藏除外(因缺少统计数据),并将重庆市合并到四川省之中,这样,样本容量为 293=145。消费品的项目分类是把城市与农村分别按照两阶段分析系统分别进行分类。第一阶段是生活消费,其中包括食品、衣着、居住、家庭用品、交通通讯、文化教育及其他消费品共 7项。在第二阶段,是将第一阶段的食品进一步分为粮食、蔬菜、食油、肉类、蛋类、水产品、食糖、酒类共 8 项。另外,关于价格指数,是采用各省(直辖市、自治区)的居民消费分类价格指数,并将其换算为以 1995 年为基准的价格指数。三、计算结果及其分析运用 AIDS(公式1),通过联立方程组,对城市地区,引入四个时间虚拟变量和两个地区虚拟变量;对农村地区,引入四个时间虚拟变量和三个地区虚拟变量,计算结果见表 3 和表 4。其中包括城市和农村的生活消费品及食品内部的回归系数及弹性系数,还有各方程式的统计检验值及判定系数等估计结果。在这里值得注意的是,由于这里的判定系数表示的是AIDS模型中各项目的消费支出比例的变动而能说明的被解释变量的变动的比例,这与通常的判定系数是不同的,同时这里是按联立方程组求得的判定系数,与按单一方程式求得的判定系数也有不同。首先,来分析一下各阶段的 Marshall 需求弹性系数的估计结果。也就是随着支出或价格的变动,而引起的消费需求变动情况。城市居民的 7 个生活消费项目中,衣着和其他消费品以外的 5 个项目的支出弹性系数大于 1,其中最大的是文化教育的支出弹性系数。表明其他因素不变的情况下,对于消费支出(或收入)的变动,反应最敏感的是文化教育支出。由于文化教育支出的增加是消费生活水平提高的一大标志,因此,城市居民的生活水平是在不断提高。从现在的城市居民的各消费品的支出比率来看,最高的是食品,其次是衣着,然后就是文化教育。在农村,生活消费的 7 个项目中,只有食品的支出弹性系数小于 1,这主要是因为农户的食品消费中,仍有很大比重是按照“自给自足”的原则进行的,这样就不太受收入乃至价格的变动的影响,而是把自家生产的农产品直接进入自家的消费中。此外,现在农村的恩格尔系数仍在 50%以上的水平上,由于在估计结果中,食品之外的生活用品的支出弹性系数在 1 以上。所以,要降低恩格尔系数,首先应该提高居民的收入水平,从中可见,对处于发展中国家的中国来说,只有发展经济才是提高农民乃至市民生活水平的一个基本手段。另外,通过 Marshall 的自价格弹性系数的估计结果可以看出,在城市居民的生活消费品中家庭用品的自价格弹性系数是最大的,表明家庭用品的消费需求对自身价格的变化有着很大的弹性。与此相反,衣着的消费需求对价格的变化是没有弹性的。而在农村,除食品和其他消费品之外,其他 5 项的自价格弹性系数的绝对值大于 1,其中对自身价格最具弹性的是衣着,然后是居住。从中可见,城市与农村的消费类型有着很大的不同。在 AIDS 模型中,Hicks 的交叉价格弹性系数反映的是各支出项目相互间的补充、代替关系。即交叉弹性系数是负数的情况下,相互间是代替关系;相反,交叉弹性系数是正数的情况下,相互间是补充关系。考察食品内部的 8 项支出的交叉价格弹性系数可见,对农村居民来说,对于粮食和蔬菜,其他的 6 项消费支出的补充及代替关系是较弱的。但是粮食和蔬菜对其他的 6 项支出的补充及代替关系却较强。对城市居民来说,粮食与蛋类、水产品是补充消费品,而与其他的 6项是代替消费品。表 3生活消费的 AIDS 估计结果项目i城市居民农村居民回归系数 支出弹 自价格弹自价格弹判定回归系数 支出弹 自价格弹自价格弹判定性系数性系数性系数系数性系数性系数性系数系数(M arshall)(Hicks)R2(Marshall)(Hicks)R2AiBiEiGiiGiiAiBiEiGiiGii1.食品0.6377(7.1498)0.0315(1.3595)1.0646(22.408)-1.0664(-6.9188)-0.5513(-3.5961)0.24540.4129(13.240)-0.0273(-4.5207)0.9516(88.970)-0.5553(-4.4254)-0.0172(-0.1373)0.40992.衣着-0.2352(-4.3771)-0.0994(-7.2179)0.2411(2.2807)-0.3343(-1.3861)-0.3029(-1.2510)0.51290.0913(9.1619)0.0003(0.1603)1.0039(41.2920)-1.3315(-3.8228)-1.2592(-3.6229)0.15383.居住0.0946(1.2830)0.0946(3.2836)1.1291(11.223)-1.3725(-7.6887)-1.2891(-7.2515)0.54260.1657(11.927)0.0071(2.8232)1.0519(57.186)-1.1578(-7.3974)-1.0143(-6.4830)0.42154.家庭用品0.1312(3.7480)0.0171(1.8938)1.2156(10.676)-1.5974(-3.7576)-1.5013(-3.5566)0.40220.0740(11.923)0.0040(3.6876)1.0780(50.967)-1.0471(-2.8390)-0.9915(-2.6867)0.62845.交通0.1166(6.5046)0.0189(4.1759)1.3682(15.517)-0.8580(-4.3665)-0.7879(-0.6085)0.48200.0417(8.8889)0.0036(3.9960)1.1236(36.326)-1.1136(-6.1555)-1.0806(-5.9744)0.58216.文化教育0.2337(8.2216)0.0376(5.1692)1.3845(18.615)-0.5598(-3.6946)-0.7439(-4.5788)0.52960.0715(7.8255)0.0012(0.7978)1.0152(53.294)-1.1985(-5.2682)-1.1147(-4.8976)0.52807.其他0.0214(0.7269)-0.0150(-1.9772)0.8202(1.0646)-0.6281(-4.1800)-0.5598(-3.6946)0.1404(7.3828)0.0111(2.9146)1.1606(0.9516)-0.7557(-2.4070)-0.6757(-2.1518)注:括弧内的数值是t-统计检验值。另外,因篇幅所限,将其他回归系数及交叉价格弹性系数的估计结果省略。27穆月英,笠原浩三,松田敏信:中国城乡居民消费需求系统的AIDS模型分析表 4食品内部各支出项目的弹性系数的估计值项目i有条件弹性系数无条件弹性系数城市居民农村居民城市居民农村居民支出弹自价格弹判定支出弹自价格弹判定支出弹自价格弹支出弹自价格弹性系数性系数系数性系数性系数系数性系数性系数性系数性系数EiGiiR2EiGiiR2EiGiiEiGii1.粮食0.5660(9.102)-0.4337(-2.459)0.67930.6913(12.71)-0.5035(-4.123)0.61190.6062-0.44160.6578-0.29492.蔬菜0.8645(18.18)-1.0078(-10.77)0.29681.8600(12.79)-0.5847(-1.889)0.53900.9203-1.01691.7700-0.38233.食油0.6947(9.221)-0.4488(-2.063)0.63790.8342(8.782)-0.3685(-1.797)0.34000.7396-0.12170.7938-0.36314.肉类1.2155(19.74)-1.7464(-9.697)0.44481.4212(7.708)-1.0022(-1.994)0.33671.2940-1.77351.3524-0.98165.蛋类0.4197(3.284)-1.6173(-4.925)0.45940.5045(1.795)-0.8810(-1.079)0.48880.4468-1.61890.4801-0.87966.水产品2.0161(13.62)-0.1252(-0.249)0.77210.8198(9.571)-0.0956(-0.654)0.67032.1463-0.13710.7801-0.09607.食糖0.5962(6.424)-1.0351(-3.164)0.43520.6770(2.972)-1.2082(-1.267)0.37020.6347-1.03590.6442-1.20738.酒类1.1352(8.857)-1.7286(-5.901)0.4786(1.489)-0.7137(-0.551)1.2085-1.73380.4554-0.7109注:括弧内的数值是t-统计检验值。另外,因篇幅所限,将回归系数及交叉价格弹性系数的估计结果省略。最后,从表 4 的食品内部的 8 项支出的无条件弹性系数的估计结果可以看出,城市居民的水产品和肉类的支出弹性系数最高,农村居民的蔬菜和肉类的支出弹性系数最高。从中可见,对于城市的消费者,收入水平提高之后,首先增加的是动物性食品的需求,并且传统的以肉为核心的动物性食品消费模式,将随着水产品消费的增加而使动物性食品消费走向多样化。而对于农村的消费者来说,随着收入水平的提高,除肉类之外,对蔬菜的消费需求也将增加。从这一点可以看出,今后农村居民将增加高档蔬菜的消费需求量。另外,从自价格弹性系数的估计结果可以看出,在城市地区,肉类和水产品是最高的,而在农村地区,肉类和食糖是最高的。从全体的估计结果可以看出,城市居民的支出弹性系数比农村居民的低,而价格弹性系数却比农村居民的高,因此,可以说城市居民的生活水平比农村居民高,同时受市场环境的变化冲击也较大。四、小结在本研究中,运用 5 年的 29个省(直辖市、自治区)的具有纵横交错特性的数据,采用 AIDS 模型的两阶段消费系统分析方法,对城市居民与农村居民进行了比较分析。对其结果可归纳如下:首先,为提高居民的消费水平,应该把提高收入,即发展经济作为首要的事。其次,改革开放以来,市场因素对国民、特别是城市居民的生活产生着很大的影响。但是,对农村居民来说,当前市场价格的变化对食品的消费需求的影响仍较弱。此外,依据需求的支出弹性系数及价格弹性系数的估计结果可以看出,农村与城市的消费者的消费类型有着很大的不同。最后,引入地区虚拟变量进行观测,比不引入地区虚拟变量进行观测所得的估计结果,不仅判定系数有了很明显的提高,而且 T-统计值的有意性也有所提高。因此,在中国居民的消费需求分析中,考虑消费的地区差距是很重要的一环。参考文献:1 Gao,X.M.,E.J.Wailes,and G.L.Cramer.A two-stageruralhouseholddemandanalysis:microdataevidence from Jiangsu province,China.Amer.J.Agr.Econ.,78:604-613(1996).2Halbrendt,C.,F.Tuan,C.Gempesaw and D.Dolk-Etz.Rural Chinese Food Consumption:T he Case 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