計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文關(guān)于我國居民消費(fèi)的實(shí)證分析

10011312307產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)熊龍龍北京市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出影響因素的實(shí)證分析一．引言改革開放以來，我國居民收入與消費(fèi)水平不斷提高，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級和消費(fèi)需求擴(kuò)張成為我國經(jīng)濟(jì)高速增長的主要?jiǎng)恿?，特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，居民消費(fèi)需求對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不斷增大，對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的拉動(dòng)作用。我國經(jīng)濟(jì)逐步由短缺經(jīng)濟(jì)走向過剩經(jīng)濟(jì)、由賣方市場轉(zhuǎn)向買方市場，社會消費(fèi)需求不足，居民消費(fèi)問題顯得更加突出。特別是對于如何啟動(dòng)內(nèi)需，擴(kuò)大居民消費(fèi)變得越來越重要。因此，及時(shí)把握國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中居民消費(fèi)需求變動(dòng)趨勢，制定符合我國現(xiàn)階段情況的國民消費(fèi)政策，對于提高我國經(jīng)濟(jì)增長速度和質(zhì)量都有重要意義。北京市我國的首都，是政治、經(jīng)濟(jì)、文化的中心。北京有兩千多萬常住人口，其中城鎮(zhèn)人口數(shù)達(dá)到1600多萬，數(shù)量和比例都很高。因此，以北京市城鎮(zhèn)居民為基礎(chǔ)進(jìn)行城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的影響因素具有權(quán)威性和代表性。二．理論基礎(chǔ)1．凱恩斯的絕對收入假說該假說認(rèn)為，在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間的關(guān)系也就是消費(fèi)傾向。同時(shí)，隨著收入的增加消費(fèi)也將增加，但消費(fèi)的增長低于收入的增長，消費(fèi)增量在收入增量中所占的比重是遞減的，也就是我們所說的邊際消費(fèi)傾向遞減，這種理論被稱為絕對收入假說。絕對收入假說在肯定收入對儲蓄約束和心理功能影響這兩個(gè)方面是有積極作用的，但是其局限在于：1.排斥每個(gè)人消費(fèi)、儲蓄行為受他人影響的事實(shí)，肯定個(gè)人消費(fèi)、儲蓄是孤立的行為，從而忽視社會因素對消費(fèi)、儲蓄的影響，結(jié)果把居民儲蓄變動(dòng)看成孤立的個(gè)人行為。2.排斥每個(gè)人收入的跨期預(yù)算，從而忽視儲蓄心理預(yù)期和生命周期功能，結(jié)果不能從動(dòng)態(tài)的、長期的角度反映儲蓄變動(dòng)的態(tài)勢。2．杜森貝利的相對收入假說該假說的主要內(nèi)容有：第一，在穩(wěn)定的收入增長時(shí)期，總儲蓄率并不取決于收入；第二，儲蓄率要受到利率、收入預(yù)期、收入分配、收入增長率、人口年齡分布等多種因素變動(dòng)的影響；第三，在經(jīng)濟(jì)周期的短期中，儲蓄率取決于現(xiàn)期收入與高峰收入的比率，從而邊際消費(fèi)傾向也要取決于這一比率，這也就是短期中消費(fèi)會有波動(dòng)的原因，但由于消費(fèi)的棘輪作用，收入的減少對消費(fèi)減少的作用并不大，而收入增加對消費(fèi)的增加作用較大；第四，短期與長期的影響結(jié)合在一起。由于消費(fèi)是一種社會行為，具有很強(qiáng)的示范效應(yīng)。相對收入假說強(qiáng)調(diào)了人們消費(fèi)行為之間的相互影響，特別是高收入集團(tuán)對低收入集團(tuán)的示范效應(yīng)，這一點(diǎn)是十分有意義的。相對收入假說中關(guān)于棘輪效應(yīng)的論述解釋了消費(fèi)的穩(wěn)定性，說明了消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的作用。示范效應(yīng)：家庭消費(fèi)決策主要參考其他同等收水家庭，即消費(fèi)有模仿和攀比性。棘輪效應(yīng)：家庭消費(fèi)即受本期絕對收入的影響，更受以前消費(fèi)水平的影響。收入變化時(shí)，家庭寧愿改變儲蓄以維持消費(fèi)穩(wěn)定。但是，相對收入假說同樣缺乏充分而有力的經(jīng)驗(yàn)證明，弗里德曼認(rèn)為可以把相對收入假說作為持久收入假說的一個(gè)特例。3．莫迪利安的生命周期假說該假說的前提是:首先假定消費(fèi)者是理性的，能以合理的萬式使用自已的收入，進(jìn)行消費(fèi)；其次，消費(fèi)者行為的唯一目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)效用最大化。這樣，理性的消費(fèi)者將根據(jù)效用最大化的原則使用一生的收入，安排一生的消費(fèi)與儲蓄，使一生中的收入等于消費(fèi)。生命周期假說將人的一生分為年輕時(shí)期、中年時(shí)期和老年時(shí)期三個(gè)階段。年輕和中年時(shí)期階段，老年時(shí)期是退休以后的階段。一般來說，在年輕時(shí)期，家庭收入低，但因?yàn)槲磥硎杖霑黾樱虼?，在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費(fèi)，有時(shí)甚至舉債消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)大于收入。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會降低，收入大于消費(fèi)，因?yàn)橐环矫嬉獌斶€青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，消費(fèi)又會超過收入。因此，在人的生命周期的不同階段，收入和消費(fèi)的關(guān)系，消費(fèi)在收入中所占的比例不是不變的。200513244.219533.3101.5886.136969.5200614825.022417.0100.91076.828117.8200715330.024576.0102.41435.679846.8200816460.027678.0105.11775.5811115.0200917893.030674.098.51913.9712153.0201019934.033360.0102.42251.5914113.6201121984.037124.0105.62854.6316251.9表1北京城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及其影響因素的數(shù)據(jù)2.線性回歸利用Eviews6.0對上表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計(jì)得下表。圖1模型回歸結(jié)果表根據(jù)圖1的回歸結(jié)果可得回歸方程：EQ=-525.7258+0.649079*+7.853846*-5.142221*+0.697356*(1243.6)(0.067)(11.512)(1.197)(0.332)T=(-0.423)(9.660)(0.682)(-4.298)(2.103)F=2135.809DW=1.257579=0.996617=0.996150（二）模型檢驗(yàn)與修正1．經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 該模型的估計(jì)結(jié)果表明，人均家庭總收入每增加1元，人均消費(fèi)性支出增加0.65元，即總收入增加導(dǎo)致消費(fèi)增加；CPI每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，人均消費(fèi)性支出增加7.85元，即通貨膨脹導(dǎo)致名上的支出增加；稅收每增加1億元，人均消費(fèi)性支出減少5.14元，即稅收增加導(dǎo)致可支配收入減少進(jìn)而消費(fèi)性支出減少；GDP的值每增加1億元，消費(fèi)性支出增加0.7元，即社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)居民增加消費(fèi)。這些均與實(shí)際情況吻合。2．統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn) 擬合優(yōu)度為=0.996617，修正擬合優(yōu)度為=0.996150，這說明模型對樣本擬合得很好。（2）T檢驗(yàn)分別針對：=0（i=1,2,3,4），給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k=29臨界值=2.045。由表二中數(shù)據(jù)可得，與、QUOTE、QUOTE、QUOTE對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為9.660、0.682、-4.298和-4.2976，其中，、QUOTE、QUOTE的t統(tǒng)計(jì)量的絕對值均大于=2.045，而的t統(tǒng)計(jì)量小于=2.045，這說明、QUOTE、QUOTE應(yīng)當(dāng)拒絕：=0（i=1,3,4），而應(yīng)當(dāng)接受。也就是說，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“人均家庭總收入”、“稅收”、“GDP”分別對被解釋變量“人均消費(fèi)性支出”Y都有顯著的影響，而CPI對人均消費(fèi)性支出的影響不顯著。（3）F檢驗(yàn)針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=29的臨界值=2.93，由表2中得到F=2135.809，由于F=2135.809>=2.93,應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即“人均家庭總收入”、“CPI”、“稅收”、“GDP”等變量聯(lián)合起來確實(shí)對“人均消費(fèi)性支出”有顯著影響。3．正態(tài)性檢驗(yàn)：圖2正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果圖因?yàn)椤癑arque-Bera”項(xiàng)的伴隨概率“Probability”與顯著性水平0.05相比而言很小，表明正態(tài)性假設(shè)不成立。4．多重共線性檢驗(yàn)與修正（1）相關(guān)系數(shù)法由于模型涉及到的參數(shù)較多考慮進(jìn)行一次多重共線性檢驗(yàn)，建立相關(guān)系數(shù)矩陣如下表所示。YX1X2X3X4Y

1.000000

0.994632-0.367559

0.935356

0.971603X1

0.994632

1.000000-0.357323

0.962816

0.987919X2-0.367559-0.357323

1.000000-0.306201-0.348787X3

0.935356

0.962816-0.306201

1.000000

0.990783X4

0.971603

0.987919-0.348787

0.990783

1.000000表2相關(guān)系數(shù)矩陣可看出個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是X3和X4，推測可能存在多重共線性。5．自相關(guān)檢驗(yàn)及修正（1）杜賓·沃森檢驗(yàn)當(dāng)k=4、n=33時(shí)，查表得=1.19，=1.73，DW=1.257579，顯然＜DW＜，屬于不能確定的范圍。（2）LM檢驗(yàn) 由于杜賓·沃森檢驗(yàn)不能確定是否存在自相關(guān)，故需再次使用LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：圖3LM檢驗(yàn)結(jié)果表由于“Obs*R-squared”項(xiàng)后對應(yīng)的伴隨概率為0.0712，比0.05的顯著性水平要大，表明接受不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，即不存在二階自相關(guān)。6．異方差檢驗(yàn)及修正（1）殘插圖檢驗(yàn)圖4殘存圖由圖可見，方差逐漸增大，即存在異方差。（2）懷特檢驗(yàn)：圖5懷特檢驗(yàn)結(jié)果因?yàn)椤癘bs*R-squared”項(xiàng)后面對應(yīng)的伴隨概率為0.0036，小于0.05，表明不接受同方差的原假設(shè)，即存在異方差。四．結(jié)論通過以上計(jì)量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出與人均家庭總收入、稅收、GDP存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消費(fèi)存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費(fèi)也會增加，但是消費(fèi)的增加不及收入增加的多，居民可支配收入提高，有利于拉動(dòng)消費(fèi)的增長。稅收的提高，一方面?zhèn)€人所得稅提高會減少人們的收入，從而抑制消費(fèi)；另一方面消費(fèi)稅、增值稅、印花稅、營業(yè)稅等稅種的提高在無形中轉(zhuǎn)嫁給了消費(fèi)者，等同于提高了物價(jià)，所以也會造成人均消費(fèi)性支出的減少。人均消費(fèi)性支出與CPI的關(guān)系之所以不顯著，是因?yàn)镃PI上升導(dǎo)致物價(jià)上漲，一方面削弱了消費(fèi)者的消費(fèi)欲望，減少消費(fèi)，另一方面增加了消費(fèi)者既有消費(fèi)的消費(fèi)性支出，兩者綜合導(dǎo)致