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第 30 卷摇 第 3 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 陈晓毅: “ 老龄化冶 和“ 少子化冶 是否影响了农村居民消费 ?
表 3摇 普通面板模型估计结果
解释变量 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4
“ 老龄化冶 12郾 034 *** 11郾 879 *** 13郾 887 *** 11郾 708 ***
“ 少子化冶 24郾 610 *** 21郾 812 *** 13郾 055 *** 13郾 700 ***
人均纯收入 0郾 666 *** 0郾 477 *** 0郾 470***
人均储蓄存款余额 287郾 533** 290郾 202 ***
人均居住面积 47郾 829 *** 46郾 081 **
通货膨胀率 54郾 986 *
实际利率 69郾 223 **
常数项 619郾 093* 412郾 179 - 470郾 278 *** - 525郾 517 ***
调整后 R2 0郾 491 0郾 935 0郾 945 0郾 946
Hausman 6郾 261** 10郾 865** 54郾 876 *** 16郾 600 **
样本容量 390 390 390 390
摇 摇 注: ***、 ** 、 * 分别表示在 1% 、5% 和 10% 水平下显著。
表 4摇 静态面板模型估计结果
解释变量 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4
“ 老龄化冶 35郾 094 *** 33郾 474 *** 26郾 564 *** 16郾 995 ***
“ 少子化冶 12郾 891 *** 20郾 186 *** 12郾 974 *** 13郾 472 ***
人均纯收入 0郾 672 *** 0郾 489 *** 0郾 480***
人均储蓄存款余额 261郾 853*** 268郾 581 ***
人均居住面积 46郾 900 *** 45郾 247 ***
通货膨胀率 66郾 727 **
实际利率 83郾 528 **
W渍 0郾 789*** 0郾 546 *** 0郾 429 *** 0郾 413***
调整后 R2 0郾 614 0郾 957 0郾 966 0郾 967
sigma2 124 441郾 594 36 927郾 043 30 170郾 561 29 256郾 841
log鄄likelihood - 2 864郾 296 - 2 605郾 780 - 2 566郾 099 - 2 560郾 167
样本容量 390 390 390 390
摇 摇 注: ***、 ** 分别表示在 1% 、5% 水平下显著。
化冶 对农村居民消费影响作用的低估。 而调整后
的 R 2 、sigma2 、log L 等统计量的数值则显示:动态
空间误差面板模型要优于静态空间误差面板模
型。 动态模型的空间相关系数要小于静态模型,
原因在于静态空间误差面板模型仅仅考虑人口年
龄结构、 收入、财富以及利率等几个因素对农村居
民消费水平的影响,以至于将宏观经济环境、制度
等其他因素笼统地归结为空间相关性, 而动态模
型中,引入被解释变量的一阶滞后项作为解释变
量, 既反映了消费惯性, 又囊括了其他潜在因素的
影响,把这些潜在因素的影响从空间结构因素的
影响中分离出来, 可以发现实际上静态模型高估
了空间相关性对农村居民消费水平的影响 。 此
外, 滞后一期的被解释变量的系数估计值为显著
的正值(0郾 677), 也证实了消费惯性的存在性, 并
且其他潜在因素( 经济环境 、 制度等) 对农村居民
消费具有显著正向的影响。 因此,基于以上分析,
动态空间误差面板模型的结果更为可靠, 本文接
下来将利用表 5 中模型 4 的估计结果进行相应的
讨论。
“ 老龄化 冶 的系数为显著的正值,即老年人口
的增加使农村居民消费支出上升 。 在我国广大农
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