我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量分析

1、我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量分析【摘要】 改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民消費(fèi)水平也不斷增長。由于居民消費(fèi)在社會經(jīng)濟(jì)生活中具有重要作用，研究居民消費(fèi)的影響因素具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。選取國民收入總額、前一年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額、平均貨幣流通量、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)建立多元線性回歸模型，通過逐步回歸和自回歸建立起較為合理的模型。從數(shù)據(jù)中得知，前一年的消費(fèi)額、國民收入總額和年平均貨幣流通量對居民消費(fèi)的影響較大，國民收入總額和前一年居民消費(fèi)總額對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額有正向影響，并且以國民收入總額占主要地位，年平均貨幣流通量對居民消費(fèi)總額有較強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)。但是居民消費(fèi)對當(dāng)年物價(jià)指數(shù)反應(yīng)相對不明顯

2、，說明居民相對來說更注重經(jīng)濟(jì)的安全性。居民收入水平和貨幣流通是影響居民消費(fèi)的最主要因素，居民可支配收入是居民消費(fèi)的基礎(chǔ)和前提。參照本文研究可以得出：健康的消費(fèi)增長是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。穩(wěn)定增加居民收入，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，營造良好的消費(fèi)環(huán)境，深化稅制改革無疑不是促使居民消費(fèi)健康增長的有效途徑。本文創(chuàng)新點(diǎn)是采用逐步回歸消除多重共線性，采用廣義差分法對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)穩(wěn)態(tài)檢驗(yàn)?！娟P(guān)鍵詞】居民消費(fèi)；逐步回歸；多重共線性；自相關(guān)性；異方差性一、問題的提出1、研究目的和意義居民消費(fèi)在社會經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展中有著極其重要的作用。居民合理的消費(fèi)方式和適度的消費(fèi)規(guī)模有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長，而且也是人民生活水

3、平的具體體現(xiàn)。居民消費(fèi)是指花費(fèi)在最終商品與服務(wù)上且能符合需要和獲得滿意的各項(xiàng)開支，是 GDP 中最大的組成部分。為了深入的研究居民消費(fèi)狀況，本文選取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)為典型，從側(cè)面反應(yīng)居民消費(fèi)狀況，而且改革開放以來,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平提高的最快,消費(fèi)結(jié)構(gòu)也有很大的改善,因此對其進(jìn)行分析有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。2、研究方法本文采用規(guī)范描述與實(shí)證研究相結(jié)合，定性分析和定量分析相結(jié)合，靜態(tài)分析和動(dòng)態(tài)分析相結(jié)合的研究方法。通過收集數(shù)據(jù)資料，在定性論述的基礎(chǔ)上，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行定量分析。參照研究結(jié)果，提出建議和對策。二、理論分析消費(fèi)理論和流派的分析目前關(guān)于消費(fèi)主要有以下的理論流派:（1）凱

4、恩斯的絕對收入理論：強(qiáng)調(diào)實(shí)際消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說實(shí)際收入是指現(xiàn)期、絕對、實(shí)際的收入水平，即指本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計(jì)算的收入。因此，擴(kuò)大消費(fèi)需提高居民的實(shí)際收入，如城市居民每隔一年一次的加薪，但如何提高農(nóng)民的實(shí)際收入?yún)s始終沒有切實(shí)的措施，這是我國總消費(fèi)始終沒有得到很好的提高的一個(gè)重要原因。（2）杜森貝的相對收入理論：消費(fèi)并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而是取決于相對收入水平，即相對于其他人的收入水平和相對于本人歷史上最高的收入水平。相對別人示范效應(yīng)，向高消費(fèi)看齊。我國稱之為“攀比效應(yīng)”。相對自己過去習(xí)慣效應(yīng)，收入水平變化后消費(fèi)有滯后性。（3）莫迪利安尼的生命周期理

5、論：消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財(cái)產(chǎn)收入。其消費(fèi)函數(shù)公式為：C=a·WR+b·YLWR 為財(cái)產(chǎn)收入或稱非勞動(dòng)收入；a 為財(cái)產(chǎn)收入的邊際消費(fèi)傾向；YL 為勞動(dòng)收入，實(shí)為個(gè)人生命周期不同階段或不同年齡的收入；b 為勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。表明消費(fèi)取決于財(cái)產(chǎn)收入和個(gè)人生命周期不同階段勞動(dòng)收入。（4）費(fèi)里德曼的持久收入理論：居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入的相對水平，而是取決于居民的持久以持久收入為函數(shù)。 CL=bYLYL 為持久收入，如下公式：YLt=Yt+（1）Yt-1YLt 為現(xiàn)期持久收入，Yt 為現(xiàn)期收入，Yt-1 為上期收入， 為權(quán)數(shù)。

6、上式表明，現(xiàn)期持久收入等于前期收入與現(xiàn)期收入的加權(quán)平均數(shù)。三、變量的選取消費(fèi)的決定因素包括：當(dāng)期可支配收入、個(gè)人財(cái)富、物價(jià)指數(shù)、貨幣流通量以及永久收入等等。并且認(rèn)為收入增加消費(fèi)增加,收入減少消費(fèi)難以減少,主要因素為實(shí)際可支配收入?？芍涫杖胧侵竾袷杖霚p去所有家庭和公司交納的直接稅，再減去企業(yè)凈儲蓄，最后加上家庭從政府那里獲得的轉(zhuǎn)移支付。由于可支配收入計(jì)算易出現(xiàn)誤差,且可支配收入最終仍然由國民收入決定且與國民收入值差距不大，所以我們采用國民收入代替計(jì)算。貨幣流通量指貨幣離開金庫在市場上流通的貨幣數(shù)量。投放貨幣就增加了貨幣流通量，反之，回籠貨幣就減少了貨幣流通量。增加或減少貨幣流通量主要是適應(yīng)經(jīng)

7、濟(jì)和社會發(fā)展需要。貨幣流通量過少，不能滿足商品交換的需要，就會影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；貨幣流通量過多，超出了商品交換的需要，就會出現(xiàn)通貨膨脹，同樣會影響經(jīng)濟(jì)的增長。城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是反映城市職工及其家庭所購買的生活消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動(dòng)趨勢和程度的相對數(shù)。編制城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，可以觀察和分析消費(fèi)品的零售價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動(dòng)對職工貨幣工資的影響，作為研究職工生活和確定工資政策的依據(jù)。綜上所述，選取“城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額”作為被解釋變量；選取“國民收入總額”、“年平均貨幣流通量”、“城市居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)”和“前一年城市居民消費(fèi)總額”為解釋變量。四、數(shù)據(jù)收集與處理從國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和中國國家財(cái)政部網(wǎng)站上

8、獲得相關(guān)數(shù)據(jù)。依據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的構(gòu)思和從實(shí)際出發(fā)： 1、該模型是線性回歸模型。2、主要采集的樣本是 1987 年至 2007 年的數(shù)據(jù)。3、模型中解釋變量為城市居民消費(fèi)額,被解釋變量為國民收入，年平均貨幣流通量，城市消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，前一年的消費(fèi)額。收集數(shù)據(jù)如1987-2007 年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)額及其相關(guān)數(shù)據(jù)4、根據(jù)我們的統(tǒng)計(jì)分析得出以下這樣一個(gè)關(guān)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的統(tǒng)計(jì)圖，從中了解到了幾種因素對于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響。五、模型設(shè)定及對新模型的分析1、初始模型按照線性形式建立模型如下Y = b0 + b1X1 + b2 X 2 + b3 X 3 + b4 X 4 + UtY： 城市居民消費(fèi)額 X1：國民收

9、入總額 X2：年平均貨幣流通量 X3：城市居民物價(jià)指數(shù) X4：前一年城市居民消費(fèi)額,此數(shù)據(jù)由被解釋變量滯后一期生成.t：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)利用 EVIEWS 7 軟件，用最小二乘法進(jìn)行回歸分析及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并針對其中有多重共線和自相關(guān)影響的方程，進(jìn)行修正后再來估計(jì)參數(shù)（顯著性水平a =0.05）,如下：EVIEWS 軟件運(yùn)行結(jié)果（1）異方差性檢驗(yàn)：因?yàn)闊o交叉項(xiàng)，所以有 4 個(gè)變量在此處用懷特（white）檢驗(yàn)，得出 n*R2=9.218768,查自由度在 a=0.05 下，查 x2 卡方分布表，得出 x(4)=9.49> n*R2 ,不能拒絕原假設(shè)，說明模型不存在異方差性。（2）模型整體檢驗(yàn)以及經(jīng)

10、濟(jì)意義檢驗(yàn)：由上面回歸結(jié)果可以看出，可決系數(shù)R2 =0.990785，說明擬合優(yōu)度較高。結(jié)合 F=403.18> F(4,15)=5.86,我們可以判定模型中所有解釋變量聯(lián)合起來對Y 的影響力顯著。然而 X3 的t 檢驗(yàn)沒有通過，即偏回歸系數(shù)的 T 值不顯著，且 X3 的系數(shù)符號和經(jīng)濟(jì)意義不符，因?yàn)閺南M(fèi)的棘輪效應(yīng)來看，前期的消費(fèi)對本期的消費(fèi)最多產(chǎn)生的是正的影響，因此，我們根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識判定這些變量之間可能存在多重共線性（3）多重共線性檢驗(yàn): ta /2 (15)=2.131,可以看出 X3 和 X4 的 t 檢驗(yàn)不顯著,存在多重共線,從簡單相關(guān)系數(shù)矩陣相關(guān)系數(shù)數(shù)據(jù)表X1X2X3X4

11、X110.961083-0.4857200.908007X20.9610831-0.4547830.797196X3-0.485720-0.4547831-0.606013X40.9080070.797196-0.6060131由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是 X1 和X2、X3 之間有很高的相關(guān)性，從而證實(shí)方程存在較為嚴(yán)重的多重共線性。2、模型修正后新模型采取逐步回歸法以消除多重共線性。將被解釋變量 Y 分別和每個(gè)解釋變量 Xi（i=1,2,3,4）分別利用 EVIEWS 7 軟件進(jìn)行回歸，回歸模型如下： A:Y=2051.507+0.033593X1(5.8

12、5)(10.77)R2 =0.865612S.E=936.25F=115.94 B:Y=3477.231+0.023913X2(7.84)(5.68)R2 =0.641486S.E=1529.195F=32.207 C：Y=22436.7-162.704X3(3.35)(-2.60)R2 =0.2724S.E=2178.496F=6.739 D： Y=327.735+1.02539X4(1.06)(17.12)R2 =0.942136S.E=614.3447F=293.0767上述四個(gè)方程中，X4 方程的可決系數(shù)最大，其次為 X1 的可決系數(shù)，說明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額影響最大的為前一年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)

13、總額和國民收入總額。以 X4 為基礎(chǔ)，順次加入其它解釋變量，綜合考慮如下模型結(jié)果最為理想： Y=660.3007+0.7574X4+0.0101X1(2.10) (5.89) (2.3)R2 =0.9558 S.E=552.27 F=183.97再以 X4、X1 為基礎(chǔ)，順次加入其它解釋變量，回歸結(jié)果如下： Y=399.177+0.3522X4+0.0536X1-0.0266X2(2.03) (4.40) (8.98) (-7.77)R2 =0.99075 S.E=260.528 F=571.249當(dāng)加入 X2 變量后，模型的可決系數(shù)提高到 0.99，并且 t 檢驗(yàn)和 F 檢驗(yàn)均能通過，此時(shí)模

14、型最優(yōu)。（1）自相關(guān)檢驗(yàn)以及修正：由 模 型 Y=399.177+0.3522X4+0.0536X1-0.0266X2 中 的 DW=1.19836 ， 查Durbin-Wastson 表，n=21,k=2,得下限臨界值dl =1.125,上限臨界值du =1.538,顯然 DW 值小于du ,說明模型存在自相關(guān)，下面對自相關(guān)進(jìn)行修正：運(yùn)用廣義差分法,由 DW=1.173928,根據(jù) r =1-DW/2,得出 r =0.413036,然后分別對X1, X2 和Y 做廣義差分,然后用OLS 方法估計(jì)，從結(jié)果可以看出 DW =1.685108,比起修正之前的DW 值有明顯的提高,并且已經(jīng)大于du

15、,落在了不存在自相關(guān)的區(qū)域內(nèi),所以也就是說經(jīng)過廣義差分之后,自相關(guān)得到修正.把上述回歸結(jié)果寫成報(bào)告的形式:*XX *XX *令 DY= Y ,D 1 =*1 ,D 2 =X *2 ,則:X *Y =138.7137+0.0548771 +0.174502 2(24.93141)(0.006287) (0.042726)t=505638158.7292914.084230R2 =0.997940F=4117.148DW=1.685108總體上看來回歸的效果非常好,估計(jì)量的回歸系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)意義,擬合優(yōu)度很高,t 檢驗(yàn)的值顯著,F 檢驗(yàn)顯著.所以綜合以上的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)以及統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)和我們對方程的相

16、關(guān)的修正,新的模型見上。（2）新模型評價(jià)最終模型表明，前一年的消費(fèi)額、國民收入和年平均貨幣流通量對居民消費(fèi)的影響具有系統(tǒng)顯著性。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，聯(lián)系客觀實(shí)際，可以說，這三者對居民消費(fèi)影響較大，并且城鎮(zhèn)居民受國民收入總額影響最大。但是消費(fèi)總額對當(dāng)年物價(jià)指數(shù)反應(yīng)相對不明顯，說明居民相對來說更注重經(jīng)濟(jì)的安全性。六、結(jié)論近年來，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動(dòng)力主要是投資和出口，要想在“十一五”期間使中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步健康發(fā)展，必須發(fā)揮消費(fèi)的作用。綜上所述，可以認(rèn)為居民收入水平和貨幣流通是影響居民消費(fèi)的最主要因素。居民可支配收入是居民消費(fèi)的基礎(chǔ)和前提,但是居民收入也許還存在其他方面的影響。研究表明，除了根據(jù)當(dāng)前可支配收入水平之外，人們還根據(jù)長期收入趨勢來決定其消費(fèi)數(shù)量。同時(shí)，收入水平?jīng)Q定消費(fèi)支出水平。而中等收入水平的人群的邊際消費(fèi)傾向高于高收入和低收入的人群。由于貨幣儲蓄量比較穩(wěn)定，適當(dāng)擴(kuò)大貨幣的總發(fā)行量，可減弱貨幣儲備對消費(fèi)的不利影響（當(dāng)然以嚴(yán)防“通貨膨脹”為前提）。這也與模型推斷相吻合.但是，擴(kuò)大貨幣發(fā)行應(yīng)慎用，應(yīng)牢記是貨幣消費(fèi)量決定貨幣流通量。貨幣流量受貨幣流通速度影響。七、政策建議根據(jù)研究表明健康的消費(fèi)增加對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用良好。因此，結(jié)合前文有如下政策建議。 1、穩(wěn)定增加居民收入，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心