财政政策与城乡居民边际消费倾向 续表1 城镇居 农村居民 收人持久系数中 收入持久系数 江苏 0.82(0.11) 3.94 6.18 0.76(0.16) 5.66 浙江 0.95(0.08) 安徽 7.28 福建 2.86 4,21 0.93(0.10) 3.30 江西 5.16 0.78(0.16) 83(0.13) 3.75 5.91 湖北0.83(0.17) 3.52 4.85 0.63(0.19) 4.05 5.81 4.72 2.32 广西0.78(0.14) 6.19 0.67(0.20) 3.23 5.31 海南 0.66(0.15) 0.75(0.18) 2.78 川0.92(0.08) 0.69 5.44 贵州0.78015 3.41 0.74(0.18) 4,31 南 0.74(0.14) 2.54 5.01 075(0.17) 4.74 陕西 甘肃 5.84 青海 0.64(0.26) 3.74 6.72 0.78(0.16) 2.57 3.06 宁夏0.89(0.12)3.95 4.24 0.31(0.23) 2.61 注:表中括号内为持久系数估计标准误差,估计时间跨度为1991年至2009年 其次,对(6)式进行估计,以获得消费的收入弹性,并进而获得城乡居民边际 消费倾向。在估计之前,参照前述真实可支配收入转换方式,对居民名义消费进行 转换,获得真实消费增长率,在此基础上,对其进行平稳性检验,结果表明符合平 稳性要求。考虑到我国地区间不论在经济发展水平还是文化习俗等方面,都表现出 明显异质性,推定各地居民消费对收入变化反应可能存在差异。为此在对(6)式进 行估计之前,利用F统计量对截距和系数在所有样本点和时期都相同这一假设,进 行设定检验,结果驳斥了同截距同系数的原假设。在此基础上,再对系数在不同样 本点不同时期都相同但截距不同这一假定,进行F统计量检验,结果同样拒绝原假 设。鉴于上述两步检验,对(6)式采用变系数面板模型进行估计,估计结果见表2。 表2(6)式估计结果 城镇居民 农村居民 0.98354(0.13983) 2.64888(0.20614) 0.00089(0.01040) 0.01990(0.01819) 0.95443(0.10017) 87241 0.61563(0.05445) 0.84350(0.14941) 0.77711(0.06246) 0.88447(0.12285)财政政策与城 乡居 民边际消费倾 向 续表 1 城镇居 民 农 村居 民 收入持久系数 ‘』】 dw 收入持久系数 d￡w 江 苏 0．82(0．11) 3．94 6．18 0．76(O．16) 4．31 5．66 浙 江 0．95(0．08) 3．69 3．52 0．86(O．13) 2．45 4．13 安 徽 0．89(0．10) 3．25 4．27 0．39(O．20) 3．5O 7．28 福 建 0．91(O．13) 2．86 4．21 0．93(O．10) 3．1O 3．3O 江 西 0．85 (0．14) 3．32 5．16 0．78 (O．16) 3．33 5．O8 山 东 0．98(0．06) 2．85 2．21 0．91(O．10) 2．85 3．41 河 南 0．83(0．13) 3．75 5．91 0．87(O．13) 3．85 4．68 湖 北 0．83 (0．17) 3．52 4．85 0．63 (O．19) 4．O5 5．81 湖 南 0．81(O．20) 3．24 4．72 0．77 (O．17) 3．43 4．55 广 东 0．86(0．12) 3．67 3．52 0．94 (O．09) 2．31 2．32 广 西 0．78 (0．14) 4．34 6．19 0．67 fO．20) 3．23 5．31 海 南 0．66 (O．15) 3．94 6．74 0．75 (0．18) 2．78 4．71 四 川1 0．92 (0．O8) 2．74 2．81 0．69 (O．18) 3．27 5．44 贵 州 0．78 (0．15) 3．41 5．O8 0．74 (O．18) 3．01 4．31 云 南 0．74 (0．14) 2．54 5．O1 0．75 (O．17) 4．14 4．74 陕 西 0．85 (O．15) 4．OO 4．97 0．77 (0．16) 4．OO 4．41 甘 肃 0．75(O．16) 4．O7 5．9O 0．36(O．23) 1．87 5．84 青 海 O．64(O．26) 3．74 6．72 0．78(O．16) 2．57 3．O6 宁 夏 0．89 (0．12) 3．95 4．24 0．31(0．23) 2．61 8．72 新 疆 0．65(O．12) 3．19 ’ 5．92 0．43 (O．23) 2．73 6．18 注 ：表中括号内为持久系数估计标准误差 ，估计 时间跨度 为 1991年至 2009年 。 其次 ，对 (6)式进行估计 ，以获得消费的收人弹性 ，并进而获得城乡居民边际 消费倾 向。在估计之前 ，参照前述真实可支配收人转换方式，对居 民名义消费进行 转换 ，获得真实消费增长率 ，在此基础上 ，对其进行平稳性检验 ，结果表明符合平 稳性要求。考虑到我国地区间不论在经济发展水平还是文化习俗等方面 ，都表现出 明显异质性，推定各地居民消费对收入变化反应可能存在差异。为此在对 (6)式进 行估计之前，利用 F统计量对截距和系数在所有样本点和时期都相同这一假设 ，进 行设定检验 ，结果驳斥了同截距 同系数的原假设 。在此基础上 ，再对系数在不同样 本点不同时期都相 同但截距不 同这一假定，进行 F统计量检验，结果同样拒绝原假 设。鉴于上述两步检验 ，对 (6)式采用变系数面板模型进行估计，估计结果见表 2。 表 2 (6)式估计结果 城镇居 民 农村居 民 80 0．98354 fO．13983) 2．64888 (O．2O614) a2 — 0．00089 (O．01040) 一 0．01990 (0．01819) a3 0．04122 (0．OO624) 0．03532 (O．00610) 81991 0．95443 (0．10017) 0．87241 (O．19514) a1992 0．98875 (O．29564) 0．81425 (O．12O57) a1993 0．61563 (O．O5445) 0．84350 (O．14941) a1994 0．77711 (O．06246) 0．88447 (O．12285)