中国居民消费水平模型及分析.doc

《中国居民消费水平模型及分析.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国居民消费水平模型及分析.doc（10页珍藏版）》请在三一文库上搜索。

1、中国居民消费水平模型及分析作者：06级统计1班 一、摘要消费作为社会再生产的终点和起点，对于实现社会再生产的良性循环促进国民经济的持续发展具有决定性作用。要刺激消费、扩大内需，必须找出影响居民消费水平的关键因素，才能对症下药。文章采取经验回归法，根据经验实验性的给出影响居民消费水平的关键因素，然后采用经济计量学计算出各个解释变量系数。建立了中国居民消费水平计量模型对此进行分析。【关键词】居民消费水平 居民可支配收入 恩格尔系数 消费物价指数二、文献综述宏观经济学中对居民消费行为的研究主要传统理论有凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝利相对收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等。这些消费理论从不同角度论证

2、了收入对消费的影响。我赞同收入的确是影响消费水平的最重要因素这个观点，但是其他因素（比如物价水平、收入分配的公平性、利率、人口结构等）也从不同的方面影响着居民消费水平。国内研究过于侧重于城镇居民收入水平的研究 我认为这样有失偏颇的。陈长华（湖南，2004）对我国城镇居民消费计量模型的建立与分析，也采用了计量经济学方法来探讨决定城镇居民消费的关键因素。他的指标选择是人均消费 人均国内生产总值 人均可支配收入 人均储蓄 前期消费。他的不足之处在于没有考虑除了收入以外的其他因素对居民消费的影响。当今社会影响消费的不确定因素很多，虽然不可否认收入确实是影响消费的最重要因素，但是，仅仅用收入和储蓄作为变

3、量，是否能够很好地拟合现实中的消费函数值得怀疑。刘丽秋 （西南大学经济管理学院，2008）在影响居民消费水平相关因素的计量分析一文中结合居民消费水平的影响因素和国务院所确定的十项措施列出了六个相关因素 (国内生产总值、 职工平均工资指数、 城镇居民消费价格指数、 普通中学及高等学校在校生数、 卫生机构数、 基本设施铁路公路货运量)进行计量分析,但是她的结论中Y = 27. 12140495 + 0. 03092905302 3 X1 + 0. 001453569285 3 X5 +0. 85006329843 X3 （X1国内生产总值 X3城镇居民消费价格指数 X5卫生机构数） X1国内生产总

4、值 系数为0. 03092905302 3，明显比实际偏小。而且夸大了价格因素的作用。与理论和实际不符合。而且我发现国内研究论文着重于城镇居民收入对居民消费水平的影响而忽视了农村居民收入对其影响。并且很少考虑除收入和储蓄以外的因素对消费的影响。所以本文在构建居民消费水平模型时除选取常规因素外还综合考虑了农村居民收入和物价水平对居民消费水平的影响。二、影响因素的选择在现实生活中,影响消费的因素很多,如收入水平、 商品价格水平、 利率水平、 收入分配状况、 消费者偏好、 家庭财产状况、 消费信贷状况、 消费者年龄构成、 制度、 风俗习惯等等。但考虑到样本数据的可收集性和我国经济的实际情况,选择以下

5、因素决定消费。日常观察和统计研究都表明,当前可支配收入水平是决定一个国家消费的核心因素,因此人均可支配收入的入选毫无疑问;人均 GDP 是衡量一个国家经济实力,也是世界银行划分高收入、 中等收入、低收入国家的主要标志,一般来说,人均 GDP 高的国家,表明该国经济实力强,人民消费水平高, ,由此选择了人均 GDP。物价水平当全社会的消费品和劳务的价格水平上升或下降，消费者可以将其收入在物品和劳务上用得多些或少些，来对物价水平的变动做出反应。两者之间是根据各方面的资料表明，中国居民消费水平与国内生产总值、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均可支配收入、消费物价指数这7个指标有关,故以下工

6、作主要从这几方面入手。并初步建立多元线性回归模型，Y= ，其中： Y: 居民消费水平(元)X1: 国内生产总值(亿元)X2: 城镇居民家庭人均可支配收入(元) X3: 城镇居民家庭恩格尔系数(%)X4: 农村居民家庭人均可支配收入(元) X5: 农村居民家庭恩格尔系数(元)X6: 物价水平表1：数据年份居民消费水平(元)国内生产总值(亿元)城镇居民家庭人均可支配收入(元)城镇居民家庭恩格尔系数(%)农村居民家庭人均可支配收入(元)农村居民家庭恩格尔系数(元)基尼系数社会保障基金支出(亿元)YX1X2X3X4X5X6X71995年235560794428350.11577.758.60.3794

7、877.11996年278971177483848.81926.156.30.37281082.41997年300278973516046.62090.155.10.35981339.21998年315984402542544.72162.053.40.39181636.91999年334689677585442.12210.352.60.40432108.12000年363299215628039.42253.449.10.40112385.62001年3869109655685938.22366.447.70.43372748.02002年4106120333770237.72475.64

8、6.20.45123471.52003年4411135823847237.12622.245.60.4584016.42004年4925159878942137.72936.447.20.474627.42005年54631832171049336.73254.945.50.4835400.82006年61382119231175935.83587.043.00.4966477.4三、数据的搜集数据均来自中国统计年鉴，真实可靠。四、模型的初步建立建立多元线性回归模型Y= 参数估计表2：初步LOS估计Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate:

9、10/15/09 Time: 15:42Sample: 1995 2006Included observations: 12VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2761.624697.08733.9616620.0167X10.0173020.0046583.7144380.0206X2-0.0116560.121732-0.0957500.9283X3-17.1222211.59346-1.4768860.2138X40.4515570.1570162.8758600.0452X5-18.4121513.09339-1.4062170.

10、2324X6-398.98641150.337-0.3468430.7462X7-0.0273370.133054-0.2054540.8472R-squared0.999783Mean dependent var3932.917Adjusted R-squared0.999404S.D. dependent var1134.153S.E. of regression27.68841Akaike info criterion9.714626Sum squared resid3066.591Schwarz criterion10.03790Log likelihood-50.28775F-sta

11、tistic2636.014Durbin-Watson stat2.579752Prob(F-statistic)0.000000用最小二乘法估计结果模型为2761.624+0.017302X-0.011656X-17.12222X+0.451557X-18.41215X+-398.9864X-0.027337五、模型的检验1 经济意义检验: 模型初步估计结果显示,居民消费水平(Y) 受国内生产总值(X1)的正向影响,且影响较为显著,符合经济意义。而参数估计结果中, 城镇居民家庭人均可支配收入(X2), 社会保障基金支出(X7)的系数估计结果为负,不符合经济意义,并且受城镇居民家庭人均可支配收

12、入（X2）以及城镇居民家庭恩格尔系数（X3）农村居民家庭恩格尔系数（X5），基尼系数（X6），社会保障基金支出（X7）的影响不显著，可能是多重共线影响所致,因而有待进一步分析和检验.2 统计检验:从估计的结果可以看出，模型的可决系数为0.999783，模型拟合情况看起来很理想，但是很可能是由于多重共线性导致。在给定显著水平=0.05的情况下，解释变量X1和 X4的t统计量的值分别为大于t统计量的临界值，说明X1对应变量的影响是显著的.其他变量均未通过t 检验,分析可能是由于变量之间的多重共线性所致,有待进一步分析.模型F统计量的值为2636.014非常显著，说明回归方程非常显著,整体模型效果比

13、较好。3. 模型修正:u 多重共线性检验表3：相关系数矩阵X1X2X3X4X5X6X7X11.0000000.997469-0.8325040.989900-0.8837480.9460020.994994X20.9974691.000000-0.8567240.985256-0.9050860.9616520.998826X3-0.832504-0.8567241.000000-0.8386030.983394-0.894998-0.868227X40.9899000.985256-0.8386031.000000-0.8846440.9167170.980587X5-0.883748-0.

14、9050860.983394-0.8846441.000000-0.924723-0.913231X60.9460020.961652-0.8949980.916717-0.9247231.0000000.968024X70.9949940.998826-0.8682270.980587-0.9132310.9680241.000000由表3相关系数矩阵可以看出，解释变量相互之间的相关系数较高，证实解释变量之间存在多重共线性。多重共线性模型的修正（详见电子版）运用OLS方法分别求Y对个解释变量X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7进行一元回归。七个方程的回归结果详见表4表10，再结合经济意义

15、和统计检验拟合效果最好的一元线性回归方程。在X2，X3 ，X4的回归模型中，显著提高，各个参数t检验显著。在X2，X3， X4的基础上加入X1 ，X5， X6，X7后，没有显著提高，但其他参数的t检验变得不显著，甚至符号与其经济意义完全不符合。故修正后的方程不应该包括X1，X5 ，X6， X7，保留X2，X3，X4作为修正后方程的变量。u 异方差检验对修正方程进行异方差检验结果如表27表27 White检验结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/09 Time: 16:46Sample: 1995 2006Included

16、 observations: 12VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C7483.6023225.7982.3199230.0681X20.2368220.3259230.7266190.5000X22-8.67E-062.51E-05-0.3460260.7434X3-282.9818159.0298-1.7794260.1353X322.8901161.8348041.5751630.1760X40.3013211.1698520.2575720.8070X420.0001870.0002860.6544490.5417R-square

17、d0.999664Mean dependent var3932.917Adjusted R-squared0.999261S.D. dependent var1134.153S.E. of regression30.83171Akaike info criterion9.986162Sum squared resid4752.972Schwarz criterion10.26902Log likelihood-52.91697F-statistic2479.952Durbin-Watson stat2.812212Prob(F-statistic)0.000000nR= 11.995968，在

18、95%的水平下，（6）=12.5916，nR（12），所以接受原假设，表明模型中随机误差不存在异方差。u 自相关检验Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/09 Time: 16:23Sample: 1995 2006Included observations: 12VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C846.0674291.77002.8997750.0199X20.2525390.0343187.3588750.0001X40.8071340.1362935.9220

19、430.0004X3-17.366025.077149-3.4204270.0091R-squared0.998910Mean dependent var3932.917Adjusted R-squared0.998502S.D. dependent var1134.153S.E. of regression43.89981Akaike info criterion10.66290Sum squared resid15417.54Schwarz criterion10.82453Log likelihood-59.97739F-statistic2444.645Durbin-Watson st

20、at1.504001Prob(F-statistic)0.000000由表27可知，DW=1.504001，查表得=0.658，=1.864 ，因为 DW,说明广义差分模型中已经无自相关。同时可决系数，t，F统计量也均达到理想水平。844.4809 + 0.174421 X2 26.44499 X3 + 1.108368X4 t =（3.025821） (2.686639) (-3.112884) （4.463009） se= (279.0915) (0.064922) (8.495334) （0.248345） =0.998586, =0.997980, F=1648.221，df=11对方

21、程进行经济意义解释城镇居民家庭人均可支配收入增加一千元，居民消费水平就提高174.421元，城镇居民家庭恩格尔系数增加1%,居民消费水平就减少26.44499元, 农村居民家庭人均可支配收入增加一千元, 居民消费水平就增加1188.368元.这只是理论上的解释，现实可能与解释有出入。六、对回归方程结果的分析以及原因探讨由多元回归模型分析可知, 居民消费水平与城镇居民人均可支配收入、城镇居民恩格尔系数、农村居民人均可支配收入有很大关系，而与基尼系数、社会保障基金支出关系不大。分析得出以下几点:其一,对中国居民消费水平影响最大的因素是居民的可支配收入。要提高中国居民的消费水平首要任务就是要想方设法

22、增加居民的可支配收入。其二,对于收入差距的扩大对居民消费水平的影响，通过基尼系数和居民消费水平的ols回归分析（见表10）可以看到，确实对消费有一定程度的影响。另外城镇居民家庭恩格尔系数对居民消费水平有较大影响，而农村居民家庭恩格尔系数迪对居民消费水平影响不大，城镇居民消费对中国居民消费水平的影响大于农村居民的。这又侧面反映出了收入差距对消费水平确实有影响。但是，总的来说，对于影响消费的因素而言，居民人均可支配收入更为重要，影响大的多其三，当前中国社会保障系统不健全对于居民消费有一定的制约作用，但是作用十分有限。可能是中国人崇尚节约和未雨绸缪的传统和习惯仍在。即使参加了社保，依然不敢去消费，尽

23、量攒钱以备日后之用。因此当前中国依然不健全的社会保障体系并不是制约中国居民消费水平提高的一个重要因素。 七、结论及建议针对以上的分析提出以下几点建议:第一增加居民可支配收入，提高城乡居民的消费能力改革开放以来，我国城乡居民收入稳步增加，但城乡统算的全体居民收入平均增长速度一直低于经济增长速度，并远远小于政府收入和企业收入的增长速度。扩大居民消费需求，必须从增加居民收入、提高居民消费能力入手。第二加大对“三农”的财政支持力度，促进农民增收.继续加大对粮食主产区的扶持力度，增加对农民的直接补贴。在当前农业生产资料价格持续上涨和农村居民消费价格涨幅持续高于城镇的情况下，大幅度增加农资综合直补、良种补贴和农机具购置补贴，健全粮食风险基金政策，提高粮食最低收购价格。第三改革个人所得税制度。加快推进个人所得税制改革，按照简税制、宽税基、低税率、严征管的原则，建立综合与分类相结合的个人所得税制度，进一步规范和拓宽税基，合理调整税率和级距，降低工薪阶层个人所得税负水平。建议各地政府根据本地物价及工资水平，确定个人所得税起征点的标准，并进一步提高个人所得税的起征点。参考文献：计量经济学 庞皓 北京：科学出版社，2007