影响我国城镇居民消费性支出的因素分析.pdf

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1、影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 1 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 关键词： GDP 增长边际消费倾向 消费水平利率的收入效应 一模型概况 (一)目的 随着改革开放的深入和市场经济的发展,人民的生活水平得到了 大大地提高。作为总需求中最主要的部分，消费的增长在GDP 的增 长中占了极大的比例。 由此，分析影响我国城镇居民此群体的消 费具有代表性消费性支出的多种因素各自的重要程度，将有助于 我们认清当前中国经济发展的重要原因。 (二)思路 在现实生活中， 影响各家户消费的因素很多，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

2、构成及制度、风俗习惯等等。结合众多西 方经济学家对以上因素的分析，我们认为， 对消费水平有决定意义的 是城镇居民全年总收入收入增加意味着人们的购买力增强，从而 消费量增加；利率水平利率的升降会改变人们对现在消费与未来 消费的偏好程度； 城镇居民消费价格指数由于对于占全民消费总 量的比例日益增加的正常品与奢侈品来说，替代效应大于收入效应， 所以对商品的需求量即消费量会与价格成反向变化。 二模型的数据 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 2 我们选择了时间序列数据而没有采用横截面数据是为了避免各 个不同地区发展水平的差异。 每个地区的地理位置和自然资源都是决 定产业结构的重要因素， 且非人力和经

3、济发展所能解决的，这就决定 了各个地区的经济发展轨迹都不相同。我们从各期中国统计年鉴 收集到的全部城镇居民可支配收入的数据就只有1991 年到 2002 年 的，共 12 个。作为小样本，给检验和解释都提供了难度，因此我们 加倍小心。 三、模型的具体形式和检验 Y城镇居民消费性支出 X1城镇居民全年总收入 X2当年利率水平 X3城镇居民消费价格指数 obs Y X1 X2 X3 1991 1453.810 1544.000 1.800000 105.1000 1992 1672.000 1826.000 1.800000 108.6000 1993 2110.810 2583.160 2.65

4、5000 116.1000 1994 2851.340 3520.310 3.150000 125.0000 1995 3537.570 4288.090 3.150000 116.8000 1996 3919.470 4844.780 2.475000 108.8000 1997 4185.640 5188.540 1.710000 103.1000 1998 4331.610 5458.340 1.530000 99.40000 1999 4615.910 5888.770 0.990000 98.70000 2000 4998.000 6295.910 0.990000 100.8000

5、 2001 5309.010 6868.880 0.990000 100.7000 2002 6029.880 8177.400 0.720000 99.00000 （表一） 数据来源：国家统计局网 19922003年中国统计年鉴 （一）模型的估计 由于线性回归模型较简单， 且在符合古典假定的条件下， 对参数 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 3 的最小二乘估计满足参数估计的准则即无偏性、最小方差性和一致 性，因此我们首先将模型设定为多元线性回归模型，即 Yt=a0+a1X1t+a2X2t+a3X3t+ut 用最小二乘法对模型估计，输出结果如下： Dependent Variable: Y

6、 Method: Least Squares Sample: 1991 2002 Included observations: 12 Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C 1761.760 815.5278 2.160269 0.0628 X1 0.720003 0.017191 41.88145 0.0000 X2 163.8991 91.33504 1.794482 0.1105 X3 -15.90675 8.889293 -1.789428 0.1113 R-squared 0.997171 Mean dependent v

7、ar 3751.254 AdjustedR-squared 0.996110 S.D. dependent var 1465.440 S.E. of regression 91.39736 Akaike info criterion 12.12951 Sum squared resid 66827.81 Schwarz criterion 12.29115 Log likelihood -68.77707 F-statistic 939.9610 Durbin-Watson stat 1.753659 Prob(F-statistic) 0.000000 （表二） 将上述回归结果整理如下： Y

8、t=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t （一式） （815.5278） （0.017191） （91.33504）（8.889293） t=（2.160269） （41.88145） （1.794482）（-1.789428） R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110 F=939.9610 DW= 1.753659 （二）模型的检验 上述回归结果是在模型满足古典假定的基础上得出的，然而由于 经济变量的复杂性， 在实际生活中这些假定不一定都能满足，因而我 影响我国城镇居民消费性支出的因素分

9、析 4 们需要详细讨论模型是否真正满足古典假定。这包括对变量的多重共 线性、异方差性、自相关性的检验。 1多重共线性的检验与修正 简单相关系数矩阵法 X1、X2、X3 的相关系数矩阵 X1 X2 X3 X1 1.000000 -0.618869 -0.585087 X2 -0.618869 1.000000 0.931160 X3 -0.585087 0.931160 1.000000 （表三） 通过上述相关系数矩阵可以看出X2 与 X3 之间存在着高度相关 性。对于这种现象我们的解释为利率上升意味着资本品价格的上升从 而导致企业成本的增加，由此必然引起物价的上升。既然X2 与 X3 之间存在

10、着高度的相关性，就需要对模型进行修正。在此，我们运用 逐步回归法。 运用OLS方法逐一求 Y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计 检验我们认为 Y对X1的回归方程线性关系强，拟合程度好，因此将 其作为基本回归方程，回归结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/26/04 Time: 21:44 Sample: 1991 2002 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 379.5546 73.4254

11、5 5.169252 0.0004 X1 0.716314 0.014406 49.72238 0.0000 R-squared 0.995972 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.995569 S.D. dependent var 1465.440 S.E. of regression 97.55194 Akaike info criterion 12.14966 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 5 Sum squared resid 95163.81 Schwarz criterion 12.23048 Log like

12、lihood -70.89795 F-statistic 2472.315 Durbin-Watson stat 1.079742 Prob(F-statistic) 0.000000 （表四） 将上述回归结果整理如下： Yt = 379.5546285 + 0.7163137441X1t （二式） (73.42545) (0.014406) t=(5.169252) (49.72238) R-squared=0.995972 Adjusted R-squared=0.995569 F=2472.315 DW=1.079742 将X2带入一式，用最小二乘法对模型估计，输出结果如下： Depen

13、dent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/22/04 Time: 22:12 Sample: 1991 2002 Included observations: 12 Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C 324.9857 159.3436 2.039527 0.0718 X1 0.720950 0.019171 37.60722 0.0000 X2 17.89416 45.79136 0.390776 0.7051 R-squared 0.996039 Mean depende

14、nt var 3751.254 AdjustedR-squared 0.995158 S.D. dependent var 1465.440 S.E. of regression 101.9674 Akaike info criterion 12.29950 Sum squaredresid 93576.08 Schwarz criterion 12.42073 Log likelihood -70.79700 F-statistic 1131.495 Durbin-Watson stat 1.121971 Prob(F-statistic) 0.000000 （表五） 将上述回归结果整理如下

15、： Yt = 324.9857209 + 0.7209499286X1t+ 17.89416275X2t （三式） (159.3436) (0.019171) （45.79136 ） 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 6 t=（2.039527 ）（37.60722 ）（0.390776 ） R-squared=0.996039 AdjustedR-squared=0.995158 F=1131.495 DW=1.12197 将 X3 代入三式就得出一式的结果，即： Yt=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t （815.5278 ）（0.

16、017191 ）（91.33504 ）（8.889293 ） t=（2.160269 ）（41.88145 ）（1.794482 ）（-1.789428 ） R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110 F=939.9610 DW=1.753659 通过三个回归结果的比较， 我们仍选择最初的模型， 即不剔除任 何变量。 对于 X2 与 X3 存在高度相关的问题，也许课本中的一句话可以 对此部分地加以解释 “两个解释变量之间的简单相关系数，实际隐含 着其他变量变化的相关影响， 因此其值的大小并不一定是真实相关程 度的反映。此外系数究竟要多大才算是

17、严重的共线性，也无统一的量 化标准”。 2异方差性的检验与修正 （1）ARCH 检验法 我们在建模分析中所用样本资料是时间序列数据，符合ARCH 检验 的要求，因此我们选择此检验方法。 ARCH Test: F-statistic 2.303401 Probability 0.170353 Obs*R-squared 3.969053 Probability 0.137446 Test Equation: 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 7 Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Date: 11/20/04 Time: 19:3

18、9 Sample(adjusted): 1993 2002 Included observations: 10 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 3722.740 3747.865 0.993296 0.3537 RESID2(-1) -0.167909 0.436775 -0.384429 0.7121 RESID2(-2) 0.866210 0.437099 1.981727 0.0880 R-squared 0.396905 Mean dependent var 64

19、20.913 Adjusted R-squared 0.224593 S.D. dependent var 9617.023 S.E. of regression 8468.483 Akaike info criterion 21.16942 Sum squared resid 5.02E+08 Schwarz criterion 21.26019 Log likelihood -102.8471 F-statistic 2.303401 Durbin-Watson stat 1.799703 Prob(F-statistic) 0.170353 （表六） 在显著性水平为 0.05，自由度为

20、2 的条件下卡方的值为5.99147 3.969053 5.99147 模型不存在异方差性。 （2） White 检验法 White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.732094 Probability 0.696656 Obs*R-squared 9.205677 Probability 0.418509 Test Equation: Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Sample: 1991 2002 Included observations: 12 Variable Coeff

21、icient Std. Error t-Statistic Prob. C 5373933. 7277797. 0.738401 0.5372 X1 -41.58855 133.2222 -0.312174 0.7844 X12 -0.002234 0.003054 -0.731417 0.5406 X1*X2 -20.76404 20.57853 -1.009015 0.4192 X1*X3 0.871699 1.618138 0.538705 0.6440 X2 1516347. 1845673. 0.821569 0.4977 X22 87460.57 114122.9 0.766372

22、 0.5236 X2*X3 -16444.20 20734.03 -0.793102 0.5109 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 8 X3 -124953.4 165923.7 -0.753077 0.5300 X32 710.2344 941.2687 0.754550 0.5293 R-squared 0.767140 Mean dependent var 5568.984 Adjusted R-squared -0.280731 S.D. dependent var 8926.399 S.E. of regression 10101.95 Akaike info criterio

23、n 21.15375 Sum squared resid 2.04E+08 Schwarz criterion 21.55784 Log likelihood -116.9225 F-statistic 0.732094 Durbin-Watson stat 3.295385 Prob(F-statistic) 0.696656 （表七） 在显著性为 0.05，自由度为 9 的条件下卡方的值为16.9190 9.205677 16.9190 模型不存在异方差性。 通过对以上两种检验方法的结果进行分析，我们可以得出结论： 模型不存在异方差性。 3自相关性检验 （1）DW 检验 由表二知， d=1

24、.753659 在 n=12，k =3 的条件下， dL=0.658 ，dU=1.864 d 介于 dL 和 dU 之间 无法判定模型是否存在自相关性 （2）图示法 由于图示法的判定具有一定的主观性，所以我们最初没有选择使 用图示法检验。但DW 检验法无法判定模型是否存在自相关性， 因而我们不得不退而求其次选用图示法。 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 9 由图可知，当期残差及其滞后一期的残差在二维坐标图中不存在 系统反映，所以可认为误差项之间不存在自相关性。 4总结 通过对我们所设定的模型Yt=a0+a1X1t+a2X2t+a3X3t+ut进行多 重共线性、异方差性、自相关性检验，可得出

25、该模型能较好地反应解 释变量和被解释变量之间的关系。所以，我们确定下来的模型为 Yt=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t （815.5278 ） （0.017191） （91.33504）（8.889293） t=（2.160269） （41.88145） （1.794482）（-1.789428） R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110 F=939.9610 DW=1.753659 四经济意义的解释 （一） X1t前的系数即边际消费倾向为0.720003 。这说明人们增 加的收入中用

26、于消费的部分所占比例较大，这主要是因为：第一，消 费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展 的不同水平决定的。 低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发 展阶段吃穿退居次要地位， 耐用消费品占主要地位； 高级阶段上物质 生活消费退居次要地位， 文化精神生活消费上升为主要内容。随着收 入的增加，处于高级阶段的人数增大， 全社会购买昂贵奢侈品的数量 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 10 增多。第二，生活水平的持续提高让人们不必担心未来的某一时间自 己会没有足够的收入来应付比如事故、疾病之类的突发性事件， 即人 们的谨慎性需求较以前降低，所以不必将太多当前收入用于储蓄。

27、（二） X2t前的系数为正。 这主要是由利率的收入效应较大决定 的。即，利率提高使人们将来的利息收入增加，会使他认为自己较为 富有，以致增加目前消费， 从而减少了储蓄。至于为什么此系数的值 太大，我们认为与 X2t是一个指数有关。 （三） X3t前的系数为负。这是因为： 首先，价格水平上升，将导致利率上升，进而导致投资和总支出 水平下降利率效应。因为价格水平越高，商品和劳务越贵，所需 交易的现金越多。若货币供给不变，价格上升使货币需求增加时，利 率就会上升。利率上升，使投资水平下降。 其次，价格水平上升， 使人们所持有的货币及其他以货币固定价 值的资产的实际价值降低， 人们会变得相对贫穷， 于

28、是人们的消费水 平就相应地减少，这种效应称为实际余额效应。 再次，价格水平上升，会使人们的名义收入增加，名义收入增加 使人们进入更高的纳税档次， 从而使人们的税负增加， 可支配收入下 降，进而使人们的消费水平下降。 （四）此外，我们必须承认，由于自身知识量的不足以及模型本 身的缺陷，在建模过程中我们有意略去了一些重要变量。譬如消费者 偏好与风俗习惯， 其数据难以获得， 只好被放在随机误差项里。 再者， 西方经济学各流派对影响消费的因素的见解可谓百家争鸣，皆有道 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 11 理，如美国经济学家杜森贝利在他的相对收入消费理论中提出消费者 的消费行为要在很大程度上受周

29、围人们消费水准的影响，即，就低收 入家庭而言，其收入虽低， 但因顾及它在社会上的相对地位，不得不 提高自己的消费水平，这种心理会使社会短期消费整个提高，等等， 为确保论文结构有逻辑性， 我们只能主要参照最有影响力的凯恩斯理 论。 五结论 消费支出的增长是由多种因素共同决定的，对于一国政府而言， 可以通过以下各种政策来进行宏观调控。 (一)采用扩张的财政政策，减少税收，扩大政府对商品和劳务的 购买以及转移支付，借此增加人们收入以刺激消费；反之，采取紧缩 的财政政策，增加税收。 (二)由于我国目前实行的不是由市场资本供求关系所决定的市 场利率，而是政府起主导作用的官定利率，因此国家可以更强有力地

30、利用利率政策，并且国家对利息所得额征税的政策也直接影响了居民 的储蓄收益，最终改变了人们的消费与储蓄的分配比例； （三）此外，模型中需求与价格的反向关系，证实了我们最初的设 想，即奢侈品在人们日常消费品中所占比重增加，同时消费价格指数 能从很大程度上反映一国的通货膨胀的程度，等等。 参考文献： 1.高鸿业， 西方经济学 ，中国人民大学出版社，2000年11月 2. 易丹辉、尹德光， 居民消费统计学， 中国人民大学出版社,1994 影响我国城镇居民消费性支出的因素分析 12 3. 萨缪尔森，诺德豪斯，经济学，华夏出版社，1999年 4. 庞皓、李南成，计量经济学，西南财经大学出版社，2001年

31、5. 殷孟波、曹廷贵，货币金融学，西南财经大学出版社，2000 年 附录： Dependent Variable: Y Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 5668.824 860.2271 6.589915 0.0001 X2 -1047.852 429.1164 -2.441884 0.0347 R-squared 0.373543 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.310898 S.D. dependent

32、 var 1465.440 S.E. of regression 1216.494 Akaike info criterion 17.19634 Sum squared resid 14798571 Schwarz criterion 17.27716 Log likelihood -101.1781 F-statistic 5.962795 Durbin-Watson stat 0.323938 Prob(F-statistic) 0.034737 Dependent Variable: Y Included observations: 12 Variable Coefficient Std

33、. Error t-Statistic Prob. C 14615.12 4712.161 3.101574 0.0112 X3 -101.6819 43.97657 -2.312183 0.0433 R-squared 0.348373 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.283210 S.D. dependent var 1465.440 S.E. of regression 1240.692 Akaike info criterion 17.23574 Sum squared resid 15393171 Schwarz criterion 17.31656 Log likelihood -101.4144 F-statistic 5.346191 Durbin-Watson stat 0.365806 Prob(F-statistic) 0.043346