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1、课程论文关于我国居民消费水平的实证研究2011.6 目 录摘要3关键词31.引言42.文献综述43.实证分析53.1变量选取53.2数据来源（数据见附录）63.3影响居民消费水平的单因素分析7 3.3.1国内生产总值对居民消费水平的影响73.3.2人口自然增长率对居民消费水平的影响73.3.3消费物价指数对居民消费水平的影响83.3.4税收对居民消费水平的影响9 3.3.5居民人均收入对居民消费水平的影响103.4影响居民消费水平的多因素分析113.4.1经济意义检验133.4.2 拟合优度检验133.4.3 回归方程的显著性检验（F检验）133.4.4 回归系数的显著性检验（T检验）133.
2、4.5多重共线性检验与修正14 3.4.6 序列相关性检验153.4.7 异方差性检验173.4.8 模型解释174.政策建议18参考文献19附录20摘要在中国经济发展进程中，消费是伴随其发展的一个重要内容，伴随着经济增长的加快，消费形式的变化也越来越快，消费作为我国经济增长的三驾马车之一，起着不可替代的作用，只有把经济增长转变为依靠内需的增加上来，才能真正实现惠国惠民国策。本文以分析我国居民消费水平为目的，选取了国内生产总值、城乡居民人均收入、人口自然增长率、税收以及居民消费价格指数作为解释变量，利用了我国1978年以来的统计数字，建立了居民消费水平的经济模型，对我国居民消费水平进行了实证分
3、析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国居民消费水平的影响程度，并在此基础上提出了提高我国居民消费水平的对策。关键词： 居民消费水平 影响因素 经济模型分析 相关对策1.引言发展经济就应该紧紧抓住消费,而消费水平的高低受多种因素的制约, 根据西方经济学中凯恩斯消费理论可以得知消费水平受到居民收入水平等多种因素的影响,而这些因素究竟都是如何影响着消费水平呢?只有正确捕捉到影响我国居民消费水平的主要因素,才能从根本上改善不足,促进我国经济的持续稳定健康发展。改革开放以来，我国居民收入与消费水平不断提高，居民消费结构升级和消费需求扩张成为我国经济高速增长的主要动力，特别是进入20世纪90
4、年代以来，居民消费需求对国民经济发展的影响不断增大，对国民经济产生的拉动作用。我国经济逐步由短缺经济走向过剩经济、由卖方市场转向买方市场，社会消费需求不足，居民消费问题显得更加突出。特别是对于如何启动内需，扩大居民消费变得越来越重要。因此，及时把握国民经济发展格局中居民消费需求变动趋势，制定符合我国现阶段情况的国民消费政策，对于提高我国经济增长速度和质量都有重要意义。2.文献综述(1)凯恩斯的绝对收入假说1凯恩斯在货币通论中提出了绝对收入假说,其主要理论观点是认为，人们的消费支出是由其当期的可支配收入决定的。凯恩斯的消费函数，假定了消费是人们收入水平的函数，也称为绝对收入消费函数。当人们的可支
5、配收入增加时，其中用于消费的数额也会增加,但是消费增量在收入增量中的比重是下降的,因此随收入的增加，人们的消费在收入中的比重是下降的，而储蓄在收入中所占的比重则是上升的。(2)深入认识消费现状，提高农村居民消费水平2：分配和消费一直都是影响经济发展的两个重要因素，同时分配和消费又相互影响着对方。尤其在现在爆发全球性金融危机的情况下，我国的经济发展面临着国外需求萎缩，国内需求有限的艰难局面。因此如何扩大消费，促进经济又好又快发展成为当前经济工作的重点。本文主要通过分配和消费两者关系的论述来分析通过分配扩大消费促进经济的理论依据。(3)试析提高农村居民消费水平是中国经济增长的根本动力3：目前我国经
6、济增长过分依赖出口和投资的拉动，消费对经济增长的拉动作用不足。在国际金融危机过后的今天，我们有必要对我国消费需求做出分析，消费需求不足是我国的经济增长的问题，尤其是农民消费需求不足已成为我国经济增长的最大症结。这种状况决定了提高农民消费水平应成为拉动我国经济增长的根本动力。本文在分析农民消费水平低的原因的基础之上，提出提高农民消费水平，关键在于破解制约农民消费的“资金瓶颈”、硬件瓶颈”和“软件瓶颈”。(4)人口与消费数量分析的几个问题4人口的增长在经济不发达的国家势必影响国民消费水平的提高。这是经济人口学的重要观点。它包括两个方面的内容:一、国民收入为既定,或在一定时期内不能有足够的增长,人口
7、增长将降低人均消费水平,即人平均消费基金,或减慢其增长速度;二、人口的增长使国民消费基金增加,从而降低积累率,影响经济增长。(5)当前居民消费水平与物价变动的相关性分析5：尽管物价上涨使居民货币购买力减弱, 但此时影响消费需求的居民预期的作用往往更显著。在物价持续上涨的情况下, 家庭资产增加, 就业预期、工资收入预期都趋于上涨, 居民出于预防未来风险的动机, 支出行为相应做出调整： 消费倾向上升, 储蓄倾向下降, 即期消费需求因此增强因此通过分析, 说明了物价上涨与居民消费水平的相关性, 而且呈正相关关系。3.实证分析3.1变量选取消费水平是指一个国家一定时期内人们在消费过程中对物质和文化生活
8、需要的满足程度。一国的消费水平往往受到许多因素影响，我国有很多学者建立了许多模型来分析各因素对居民消费水平的影响程度。本文以分析居民消费水平为目的，同时考虑了其他一些指标的分析需要，将居民消费水平作为被解释变量，根据经验引入国内生产总值、城乡居民人均可支配收入、人口自然增长率、消费者物价指数、税收，对模型进行回归分析，以求能使模型具有更高的可操作性。3.1.1国内生产总值（X1）居民的消费水平在很大程度上受整体经济状况的影响。国内生产总值是用于衡量一国总收入的一种整体经济指标，经济扩张时期，居民收入稳定，GDP也高，居民用于消费的支出较多，消费水平较高；反之，经济收缩时，收入下降，GDP也低，
9、用于消费的支出较少，消费水平随之下降。 由此可见，居民消费水平与国内生产总值之间是息息相关的，因此我们把国内生产总值作为影响居民消费水平的因素之一。3.1.2人口自然增长率（X2）人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。通常，在人口数量一定的情况下，经济发展水平越高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此，人口的自然增长率也与居民的消费水平有一定的关系。3.1.3消费者物价指数（X3）消费品价格水平与消费水平呈逆向变动。表现为，在货币收入为一定时，实际消费水平高低与物价水平高低成反比，物价水平越高，实际消费水平就越
10、低，反之则越高。由此可知，居民消费价格指数与居民消费水平存在着密切关系，因此我们将居民消费价格指数作为解释变量，探讨其与消费水平之间的关系。3.1.4税收（X4）税收作为重要的宏观调控手段，在调整消费结构、引导消费方向、调节收入差距、提高社会保障能力等方面均将发挥重要作用，我国增值税和营业税占税收的比重接近税收收入的一半，而增值税和营业税的最终负税人是个人，可以断定如果加重了居民的税收负担，制约了居民收入增长，必定会影响居民消费。因此我们也将税收作为影响居民消费水平的影响因素。3.1.5城乡居民人均可支配收入（X5）由西方经济学理论，政府在制定消费政策时必须考虑到消费函数的这一特征，依据协整理
11、论，居民的消费主要取决于居民的收入，收入是消费的基础和前提，在一定情况下可支配收入越高，消费水平就越高，反之，可支配收入越低，消费水平就越低。所以居民的人均收入也是在一定程度上影响着居民消费水平。3.2数据来源（数据见附录）本文数据（Y，X1，X2，X3，X4，）选取1978到2009三十二年间的完整数据作为样本，以上数据来源于2010年中国统计年鉴和中国人民共和国国家统计局（WWW.STATS.GOV.CN）。变量“城乡居民可支配收入”X5由城镇居民可支配收入与农村家庭平均纯收入加权平均求得。3.3影响居民消费水平的单因素分析3.3.1国内生产总值对居民消费水平的影响国内生产总值通常作为一国
12、经济发展水平的代表性指标，在此我们通过它来研究居民消费水平与国民经济发展水平的关系。由经济理论分析可知，经济发展水平与居民消费水平有密切关系。因此，我们设定居民消费水平Y与国内生产总值X的关系为：Yt=+假定模型中随机误差项满足古典假定，运用OLS法估计模型参数，结果如下：表1 中国居民消费水平Y对国内生产总值X1的回归（1978-2009）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/03/11 Time: 17:28Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficien
13、tStd. Errort-StatisticProb. C428.439979.362515.3985170.0000X10.0269710.00064641.747870.0000R-squared0.983078 Mean dependent var2604.219Adjusted R-squared0.982514 S.D. dependent var2560.414S.E. of regression338.5718 Akaike info criterion14.54781Sum squared resid3438925. Schwarz criterion14.63942Log l
14、ikelihood-230.7650 F-statistic1742.885Durbin-Watson stat0.088266 Prob(F-statistic)0.000000t=428.4399+0.026971x1 (5.398517) (41.74787) R2=0.983078 F=1742.885从回归结果可以看出，模型拟合度很好，可决系数很高，这也表明国内生产总值确实对居民消费水平有显著影响。其中，GDP每增长1亿元，居民消费水平平均增加0.03元。3.3.2 人口自然增长率对居民消费水平的影响人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。通常，在人口数量一定的情况下，经济发展水平越
15、高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此，下面以人口自然增长率为解释变量，设为X2进行回归分析。回归估计结果如下：表2 中国居民消费水平对人口自然增长率X的回归（1978-2009）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/03/11 Time: 19:27Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C9217.191605
16、.651215.218650.0000X2-627.807754.36559-11.547890.0000R-squared0.816349 Mean dependent var2604.219Adjusted R-squared0.810228 S.D. dependent var2560.414S.E. of regression1115.389 Akaike info criterion16.93226Sum squared resid37322801 Schwarz criterion17.02386Log likelihood-268.9161 F-statistic133.3537
17、Durbin-Watson stat0.397617 Prob(F-statistic)0.000000=9217.191-627.8077X2(15.21865) (-11.54789)R2=0.816349 F=133.3537回归结果表明，人口每增长1%。，居民消费水平平均下降627.81元。其原因主要是我国人口基数较大，即使增长的相对数，即增长率很低，也会产生很大的绝对数增长，也就使得以人口平均来计算的居民消费水平有显著性变动。3.3.3消费物价指数对居民消费水平的影响根据经济理论，越高的物价，越会抑制人们的消费，消费水平会越低。因此，需要引入消费物价指数对其进行回归分析。表3 中国居
18、民消费Y对消费物价指数X3的回归Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/11 Time: 17:26Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C14718.787329.7012.0081010.0537X3-114.845569.35968-1.6557960.1082R-squared0.083736 Mean dependent var2604.219Adjusted R-squared0
19、.053194 S.D. dependent var2560.414S.E. of regression2491.384 Akaike info criterion18.53953Sum squared resid1.86E+08 Schwarz criterion18.63113Log likelihood-294.6324 F-statistic2.741659Durbin-Watson stat0.089188 Prob(F-statistic)0.108188=14718.78-114.8455X3 （2.008101） （-1.655796）R2=0.083736 F=2.74165
20、9从经济背景来看，物价指数应该会对居民消费水平产生影响，但是回归结果显示可决系数很低，t统计检验不显著。此矛盾的形成可能与统计数据误差以及估计方法有关系。3.3.4税收对居民消费水平的影响单就税收与消费之间的关系而言，税收作为一项行之有效的政策工具，核心目标不外乎三点：其一，调整国民收入分配格局，增加居民的收入水平，尤其是低收入群体的收入水平；其二，调节居民消费倾向，增强居民的消费意愿和购买能力；其三，提倡环保、绿色、节约等消费理念，改变和优化居民的消费结构，从而减轻环境与资源等方面压力。接下来的问题是，如何达致上述目标？因此，我们设定居民消费水平Y与税收X5的关系为：假定模型中随机误差项满足
21、古典假定，运用OLS法估计模型参数，结果如下：表4 中国居民消费水平对税收X4的回归（1978-2009）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/11 Time: 17:05Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C734.8674144.45615.0871320.0000X40.1540350.00723821.281280.0000R-squared0.937874 Mean depen
22、dent var2604.219Adjusted R-squared0.935804 S.D. dependent var2560.414S.E. of regression648.7323 Akaike info criterion15.84838Sum squared resid12625608 Schwarz criterion15.93999Log likelihood-251.5741 F-statistic452.8930Durbin-Watson stat0.082516 Prob(F-statistic)0.000000t=734.8674+0.154035X4（5.08713
23、2） （21.28128）R2=0.937874 F=452.8930税率的提高，一方面个人所得税提高会减少人们的收入，从而抑制消费；另一方面消费税、增值税、印花税、营业税等税种的提高在无形中转嫁给了消费者，等同于提高了物价，所以也会造成消费水平的降低。但是方程中显示税收因素的系数是正的，说明居民消费水平是与税收成正相关的，这与实际情况相违背。所以可能是由于我们的数据是从1978-2009年，其中包含了1978年期间的数据，而改革开放以来，我国对税收进行了两次调整，由此导致两者出现非正常的关联，或许我们在此处引入虚拟变量更适合。3.3.5城乡居民人均可支配收入对居民消费水平的影响相对于国内生产
24、总值，居民人均收入可以说是居民消费水平的微观影响因素。设城乡居民人均可支配收入为X5，它与居民消费水平的关系为：运用OLS法估计结果如下：表5 中国居民消费水平Y对城乡居民可支配收入X5的回归（1978-2009）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 21:28Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C428.276583.762845.1129660.0000X50.52
25、30730.01323139.534130.0000R-squared0.981167 Mean dependent var2604.219Adjusted R-squared0.980539 S.D. dependent var2560.414S.E. of regression357.1826 Akaike info criterion14.65483Sum squared resid3827382. Schwarz criterion14.74644Log likelihood-232.4773 F-statistic1562.947Durbin-Watson stat0.079750
26、Prob(F-statistic)0.000000 (5.112966) (39.53413) R2=0.981167 F=1562.94如上数据分析可见，当城乡居民可支配收入增加1元，居民消费水平平均增加0.52元。 3.4影响居民消费水平的多因素分析综合上述分析为基础，可排除物价指数为对居民消费水平影响显著的解释变量，将国内生产总值、人口自然增长率、税收以及城乡居民人均可支配收入放进同一个模型，进行多元回归分析，图15分别为X1、X2、X4、X5及Y的时间序列图。图1 X1的时间序列图 图2 X2的时间序列图 图3 X4的时间序列图 图4 X5的时间序列图 图5 Y的时间序列图从上图中可以
27、看出序列X1、X4、X5及Y有明显的趋势，数时间的增加而增加；序列X2从1990年以后显示出明显的递减趋势；为了减小序列的波动，模型采用非线性回归，设模型为：假定模型中随机误差项满足古典假定，运用OLS法估计模型参数，结果如下:表6 居民消费水平多元回归表Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 16:57Sample: 1978 2009Included observations: 32VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2.1775670
28、.223669-9.7356570.0000LOG(X1)0.7882480.07550410.439830.0000LOG(X2)0.1786330.0332375.3745310.0000LOG(X4)-0.1186150.033099-3.5836250.0013LOG(X5)0.2355570.0893982.6349130.0138R-squared0.999396 Mean dependent var7.254091Adjusted R-squared0.999306 S.D. dependent var1.233796S.E. of regression0.032503 Akai
29、ke info criterion-3.872385Sum squared resid0.028524 Schwarz criterion-3.643364Log likelihood66.95816 F-statistic11160.58Durbin-Watson stat0.768428 Prob(F-statistic)0.000000InYt=-2.177567+0.788248InX1+o.178633X2-0.118615InX4+0.235557InX5(-9.735657) (10.43983) (5.374531) (-3.583625) (2.634913) 3.4.1 经
30、济意义检验从经济意义看，一般来说，居民消费水平随着将国内生产总值、城乡居民人均收入的提高而提高，反应在模型上为各变量的系数为正的；随着人口自然增长率与税收的提高而降低，反应在模型上为各变量的系数为负的。从回归结果可以知道，根据OLS所得的结果知X2没有通过经济检验，其他变量都通过了经济检验。3.4.2 拟合优度检验在该模型中,说明总离差平方和99.93%被样本回归直线解释，因此样本回归直线拟合优度比较好，具有解释能力。这表明该模型通过拟合优度检验。3.4.3 回归方程的显著性检验（F检验）针对，给定显著性水平，在F分布表中查出自由度为k-1=3和n-k=28的临界值(3,28)=2.95，由表
31、中得到，由于 (3,28)=2.95,应拒绝原假设，表明该回归方程的线性关系是显著的，也就是说通过F检验。即“GDP”、“ 城乡人均居民可支配收入”、“人口自然增长率” 、“税收”等变量联合起来，确实对“居民消费水平”有显著影响。3.4.4 回归系数的显著性检验（T检验）分别针对，给定显著性水平，查t分布表得自由度为n-k=28临界值（n-k）=1.701。由表中数据可得，与、对应的t统计量分别为10.43983、5.374531、-3.58362，其绝对值均大于 （n-k）=1.701，这说明分别都应当拒绝：=0（i=1,2,3），也就是说，当在其它解释变量不变的情况下，解释变量“国内生产总
32、值(X1)” “人口自然增长率”（X2）“税收”（X4）分别对被解释变量“居民消费水平”Y都有显著的影响。但解释变量“城乡居民人均可支配收入”（X5）的T检验不能通过，结合拟合优度检验和F检验的结果，可以知道此模型存在多重共线性。3.4.5多重共线性检验与修正（1）相关系数法由于模型涉及到的参数较多考虑进行一次多重共线性检验，建立相关系数矩阵如下表所示。表7 相关系数矩阵表X1X2X4X5X1 1.000000-0.865327 0.992173 0.999450X2-0.865327 1.000000-0.815235-0.865210X4 0.992173-0.815235 1.00000
33、0 0.992885X5 0.999450-0.865210 0.992885 1.000000由表7可看出各个解释变量之间的相关系数较高，尤其是X1和X5，推测可能存在多重共线性。（2）逐步回归法分别作lnY与lnX1，lnX2，lnX4，lnX5间的回归：（-25.34091） （136.5863） 0.998395 D.W.= 0.222096(20.50394) (-9.640188) R2=0.755965 D.W.= 0.141841 (0.770712) (34.28262) R2=0.975110 D.W.= 0.276404 (6.382097) (78.80726) R2=
34、0.995193 D.W.= 0.175585可见，居民消费水平受国内生产总值的影响最大，因此选为初始的回归模型。然后按照R2由大到小的顺序，依次将lnX5、lnX4、lnX2导入初始回归模型，再结合逐步回归结果表寻找最佳回归方程。表8 逐步回归结果表clnX1lnX5lnX4lnX2R2DWlnX10.9983410.222096t-25.3409136.5863lnX1 lnX5-1.75610.8853-0.03440.9982890.231800t-5.71957.6206-0.2838lnX1 lnX4-1.88600.9613-0.10890.9986140.341589t-18.
35、567722.9726-2.6290lnX1 lnX4 lnX2-2.58830.9712-0.08100.15830.9991590.504979t-14.653929.7190-2.46404.4468讨论：第一步，在初始模型中引入lnX5，模型拟合优度反而略有下降，参数符号合理，但变量lnX5没有通过t检验。第二步，剔除lnX5引入lnX4，发现拟合优度提高，且参数符号合理，变量也通过了t检验。第三步，引入lnX2，拟合优度提高到99.9%以上，但参数lnX2符号不合理。第一、三步表明，lnX5、lnX2是多余的。因此，最终的居民消费水平函数应以Y=f(X1 , X4)为最优，拟合结果如
36、下：=-1.8860+ 0.9613ln X1 -0.1089lnX4 （-18.5677）（22.9726）（-2.6290） F= 11169.44 D.W.= 0.3415893.4.6 序列相关性检验（1）D.W.检验当k=3（包含常数项）、n=32时，查表得=1.31，=1.57，DW=0.341589，显然0DW，表明存在正自相关。（2）LM检验由于DW检验只能检验一阶自相关，故运用LM检验2阶序列相关结果如下表所示：表9 拉格朗日乘数（LM）检验表F-statistic17.70692 Probability0.000012Obs*R-squared18.15692 Probab
37、ility0.000114Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 19:25Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0017080.069256-0.0246610.9805LOG(X1)0.0025740.0286890.0897370.9292LOG(X4)-0.0030380.028479-0.10665
38、80.9158RESID(-1)0.9009250.1891804.7622530.0001RESID(-2)-0.2080420.199474-1.0429500.3062R-squared0.567404 Mean dependent var-1.47E-16Adjusted R-squared0.503315 S.D. dependent var0.044425S.E. of regression0.031309 Akaike info criterion-3.947216Sum squared resid0.026467 Schwarz criterion-3.718194Log li
39、kelihood68.15545 F-statistic8.853460Durbin-Watson stat1.622704 Prob(F-statistic)0.000106由上表看出LM=18.15692，伴随概率P=0.0001140.05,仍说明序列存在相关性，但的参数未通过5%的显著性检验，表明并不存在2阶序列相关性。结合D.W.结果，可判断模型存在显著的1阶序列相关性。(3)运用广义差分法进行自相关的处理运用广义差分法进行自相关处理，在EViews软件包下，广义差分的估计结果如下：表10 广义差分表Dependent Variable: LOG(Y)Method: Least Sq
40、uaresDate: 06/07/11 Time: 19:28Sample(adjusted): 1979 2009Included observations: 31 after adjusting endpointsConvergence achieved after 9 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1.3503370.247679-5.4519600.0000LOG(X1)0.8415480.04066920.692420.0000LOG(X4)-0.0206550.034409-0.6002800.5
41、533AR(1)0.8194330.07800510.504880.0000R-squared0.999704 Mean dependent var7.319871Adjusted R-squared0.999671 S.D. dependent var1.195792S.E. of regression0.021678 Akaike info criterion-4.705116Sum squared resid0.012688 Schwarz criterion-4.520086Log likelihood76.92930 F-statistic30418.75Durbin-Watson
42、stat1.343736 Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .82在5%的显著性水平下，=1.23DW =1.3437360.05,表明模型干扰项已经不存在自相关性。3.4.7异方差性检验表11 异方差检验表F-statistic0.796045 Probability0.538594Obs*R-squared3.382297 Probability0.495999在95%的置信水平时，Obs*R-squared（怀特检验统计量）的伴随概率为0.495999大于0.05，落在接受域，说明模型不存在异方差。3.4.8 模型解释 通过检验后的模型
43、为：=-1.350337+0.841548ln X1-0.020655lnX4+0.819433AR(1) （-5.451960）（20.69242）（-0.600280）（10.50488）R2=0.999704 F= 30418.75 DW=1.343736式中，AR（1）前的参数值即为随机扰动项的1阶序列相关系数。模型估计结果说明，在1978-2009年间，lnY变化的99.97%可以由其他三个变量的变化来解释。从lnX1前的参数看，中国居民消费水平对国民生产总值的弹性为0.84，表明国内生产总值增加1%，居民消费水平平均增加0.84%；虽然，税收对居民消费水平的影响并不显著，但正如所期望的那样，在其他因素保持不变的情况下，税收的增加会导致居民消费水平的降