居民消費(fèi)的影響因素分析

1、居民最終消費(fèi)的影響因素分析摘要：近幾年來,中國經(jīng)濟(jì)保持了快速發(fā)展勢(shì)頭,投資、出口、消費(fèi)形成了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三架馬車”,這已為各界所取得共識(shí)。通過建立計(jì)量模型,運(yùn)用計(jì)量分析方法對(duì)影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的各因素進(jìn)行相關(guān)分析,找出其中關(guān)鍵影響因素,以為本地政策制定者提供一定參考,最終促使消費(fèi)需求這架“馬車”能成為引領(lǐng)中國經(jīng)濟(jì)健康、快速、持續(xù)發(fā)展的基石。關(guān)鍵字：消費(fèi)支出，居民儲(chǔ)蓄，人均可支配收入，恩格爾系數(shù)一. 問題的提出改革開放前,中國上至中央,下至各級(jí)政府,由于人才的匱乏,資金的短缺,觀念的保守,我們對(duì)各種經(jīng)濟(jì)的決策大都是依據(jù)歷史的數(shù)據(jù),憑借個(gè)人經(jīng)驗(yàn)作出決策,無法切中要害,導(dǎo)致最后的指導(dǎo)行動(dòng)的措施

2、對(duì)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展的推動(dòng)作用成效不大,延誤了國家發(fā)展機(jī)遇。改革開放以來,隨著國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng),隨著教育事業(yè)的跨越發(fā)展,國家對(duì)不同階段、不同領(lǐng)域、不同地域的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展大量采用科學(xué)、定量、求實(shí)的預(yù)測(cè)、指導(dǎo)方法,摒棄太多的人為影響,所作出的決策越來越切合實(shí)際,而效果亦愈來愈好;而這其中,計(jì)量分析方法功不可沒。所以國家制定并實(shí)施了一系列相關(guān)財(cái)政及貨幣政策來刺激消費(fèi)，增加居民投資的作用，但是居民存款額依然居高不下，居民消費(fèi)雖有增長卻不能支撐整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。不管從宏觀還是微觀來分析，我國居民最終消費(fèi)支出都直接影響到我國的國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行及整個(gè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以對(duì)我國居民最終消費(fèi)支出的問題進(jìn)行研究是必不可少

3、的，而且十分重要。我們可以運(yùn)用研究的結(jié)果來分析現(xiàn)狀并制定正確的應(yīng)對(duì)方針。最后得到的收益不僅僅是最終的最佳模型以及結(jié)論，還有通過建模自身感觸到的：任何一個(gè)結(jié)論的得出都需要實(shí)際操作與理論的結(jié)合、嚴(yán)謹(jǐn)?shù)乃伎?。二變量的選擇分析通過研究以前學(xué)者對(duì)影響因素的選取并且根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，我認(rèn)為居民的最終消費(fèi)支出主要受居民儲(chǔ)蓄，可支配收入、工資水平、消費(fèi)者支出、恩格爾系數(shù)、通貨膨脹率、收入分配、居民貧富情況的影響。居民儲(chǔ)蓄是影響居民最終消費(fèi)的直接因素，居民儲(chǔ)蓄越多，最終消費(fèi)就越少，儲(chǔ)蓄越少，最終消費(fèi)支出就越多；居民可支配收入是決定儲(chǔ)蓄水平的一個(gè)因子，居民可支配收入增加，直接性的居民儲(chǔ)蓄會(huì)隨之上升，當(dāng)可支配收入

4、增加的同時(shí)就是增加自己的銀行儲(chǔ)蓄為以后的購房、養(yǎng)老、醫(yī)療保健做準(zhǔn)備，這對(duì)居民的消費(fèi)支出有很大的影響。所以可支配收入這一因素必須選取為模型的解釋變量。物價(jià)水平對(duì)消費(fèi)者的消費(fèi)傾向會(huì)有影響，即影響到居民的消費(fèi)支出，當(dāng)居民的收入不變時(shí)，若物價(jià)上漲，則消費(fèi)支出增加；反之，居民收入不變，若物價(jià)下跌，則消費(fèi)支出減少。對(duì)于物價(jià)水平，我們選擇價(jià)格指數(shù)來反映即，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低，消費(fèi)率越高。所以把收入分配這一項(xiàng)也選入作為解釋變量，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中有一個(gè)概念基尼系數(shù)定量測(cè)定收入分配差異程度，國際上用來綜合考察居民內(nèi)部

5、收入分配差異狀況的一個(gè)重要分析指標(biāo)，0.2到0.4之間都定義為分配合理，0.4作為收入分配差距的警戒線，超過的話表示收入分配差距較大，基尼系數(shù)越大表示收入分配差距越大，但是由于基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)無法完整的找到，所以只好放棄。恩格爾系數(shù)是衡量一個(gè)國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個(gè)國家或家庭生活越貧困，家庭消費(fèi)支出占總支出的比例越大，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，最終消費(fèi)支出占總支出的比例越小，恩格爾系數(shù)就越小。這一項(xiàng)也是需要被列為影響因素的，而隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，旅游業(yè)成為發(fā)展最快的新型產(chǎn)業(yè)，對(duì)家庭消費(fèi)支出來說占的比重越來越大，作用越來越明顯，在作居民消費(fèi)支出的計(jì)量分析時(shí)，也是要考慮的一個(gè)因素

6、。        于是最終確定了以居民最終消費(fèi)支出為被解釋變量，以城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄，居民可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均旅游花費(fèi)為解釋變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。三變量的設(shè)定和數(shù)據(jù)收集將居民最終消費(fèi)支出設(shè)為被解釋變量Y；X1代表城居民儲(chǔ)蓄      X2代表人均可支配收入        X3代表 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)      X4代表人均旅游花費(fèi)隨即擾動(dòng)項(xiàng)，代

7、表其他所有的影響因素?cái)?shù)據(jù)收集 年份居民儲(chǔ)蓄人均可支配收入居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)人均旅游花費(fèi)居民最終消費(fèi)支出19907119.61510.2103.1156.79450.919919244.91700.6103.4163.210730.6199211757.32026.6106.4164.113000.1199315203.52577.4114.7178.516412.1199421518.83496.2124.1195.321844.2199529662.34283117.1218.728369.7199638520.844838.9108.3256.233955.9199746279.85160.

8、3102.8328.136921.5199853407.475425.199.234539229.3199959621.85854.0298.639441920.4200064332.46280100.4426.645854.6200173762.46859.6100.7449.549213.2200286910.657702.899.2441.852571.32003103617.658472.2101.2395.756834.42004119555.49421.6103.9427.563833.5200514105110493101.8436.171217.52006161587.3117

9、59.5101.5446.980476.92007172534.1913785.8104.8482.693602.92008217885.415780.76105.9511108392.2四模型建立4 建立模型        基于以上數(shù)據(jù)，建立模型        Y=               是隨機(jī)誤差項(xiàng) 

10、;  由于經(jīng)濟(jì)中許多變量之間都有隱藏的表面看不到的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)中許多方面有些微妙的聯(lián)系，就如人們對(duì)某一產(chǎn)品的需求量會(huì)受到該產(chǎn)品價(jià)格，替代品價(jià)格，居民收入水平等因素影響又不能全部列入模型，就用隨即擾動(dòng)項(xiàng)表示。五 參數(shù)估計(jì)Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/27/09 Time: 14:36Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6192.7706733.2720.919727

11、0.3733X1-0.0633770.044432-1.4264000.1757X27.5243160.7803169.6426530.0000X3-87.7825060.20324-1.4581030.1669X49.8994576.7688351.4625050.1657R-squared0.999078 Mean dependent var45991.12Adjusted R-squared0.998815 S.D. dependent var28088.00S.E. of regression966.9904 Akaike info criterion16.80719Sum squar

12、ed resid13090987 Schwarz criterion17.05572Log likelihood-154.6683 F-statistic3793.231Durbin-Watson stat1.335732 Prob(F-statistic)0.000000模型估計(jì)結(jié)果： T=（0.92）（-1.43）（9.64） (-1.46) (1.462) R2=0.999 R2=0.9988 F=3793.23 df=14經(jīng)濟(jì)意義：從回歸結(jié)果看，在保持其他變量不變的條件下，居民儲(chǔ)蓄每增加一個(gè)單位，居民消費(fèi)支出將減少.06歌單位；在保持其他條件不變的條件下，居民可支配收入每增加一個(gè)單位，

13、居民消費(fèi)支出將增加7.52個(gè)單位；在其他條件不變的條件下，價(jià)格指數(shù)沒增加一個(gè)單位，居民最終消費(fèi)支出將減少87.78個(gè)單位；在保持其他條件不變的額條件下，人均旅游花費(fèi)沒變動(dòng)一個(gè)單位，消費(fèi)支出就同向變動(dòng)8.889個(gè)單位。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：擬合優(yōu)度：由=0.999可知，方程的擬合程度很好F檢驗(yàn)：在顯著水平為0.05上，在F分布表上查自由度為k-1=4,n-k=14的臨界值F（4，14）=5.87，很明顯F=3793.23大于5.87，所以所有變量聯(lián)合起來對(duì)模型由顯著影響。 T檢驗(yàn)：再顯著條件為0.05的情況下,查自由度為14的t分布表此時(shí)，t（14）=2.15，可見，x1，x3, x4的t檢驗(yàn)不顯著，說明可

14、能存在多重共線性問題五. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)（一） 多重共線性1.檢驗(yàn) 由上面：F值很高，但T檢驗(yàn)不顯著，已經(jīng)表明存在嚴(yán)重的多重共線性問題。從相關(guān)系數(shù)矩陣也可以看到：X110.9939-0.32180.8660.99088X20.99391-0.29630.8860.99873X3-0.3218-0.29631-0.5545-0.3241X40.86610.8861-0.554510.9026Y0.990880.9987-0.32410.902612.修正的多重共線性采用逐步回歸的辦法，去解決多重共線性問題分別對(duì)Y, X1 X2 X3 X4,做一元回歸，結(jié)果如下：變量參數(shù)估計(jì)0.4496.878-

15、1352.247203.867T統(tǒng)計(jì)量30.3281.82-1.420.6460.98180.99750.10500.815080.99730.05240.804其中以2的方程最大，則以2為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸，結(jié)果如表所示：加入新變量的回歸結(jié)果：2，x1-0.066（-1.34）7.871(10.56)0.9974392，36.8146（92.72）-128.85(-2.89)0.9981302，4 6.3377(51.98)18.51(4.598)0.998773經(jīng)過比較，新加入的4的方程0.998773，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)檢驗(yàn)顯著，在加入其它變量逐步回歸，結(jié)果如表所示：X2，

16、x4，x1-0.023（-0.64）-6.75(11.44)17.72（4.14）0.998726X2，x4，x36.43（44.48）-34.41（-0.706）15.97（2.94）0.998733在x2,x4的基礎(chǔ)上加入1，以后，雖然修正過的可決系數(shù)略有改進(jìn),但是t檢驗(yàn)依然不能通過，所以應(yīng)該舍棄x1，x3，只留下x2,x4作為解釋變量。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響的回歸結(jié)果為：這說明，在其他因素不變的條件下,居民可支配收入每增加一個(gè)單位,居民最終消費(fèi)支出將會(huì)增加6.38個(gè)單位, 其他因素不變的田間下,人均了旅游花費(fèi)每增加一個(gè)單位,居民最終消費(fèi)支出將會(huì)增加18.51個(gè)單位,。(二) 自相關(guān)1

17、.自相關(guān)的檢驗(yàn)對(duì)多重共線性修正后的結(jié)果在進(jìn)行一次普通最小二乘法的估計(jì)，的模型數(shù)據(jù)結(jié)果如下： （-3.94） （51.96） （4.598） R2=0.998909 F=7325.57 DW=0.85該方程可絕系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。樣本容量是19，k=2,兩個(gè)解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表的D=1.072,Du=1.536，模型中Dw < ,所以應(yīng)該存在正自相關(guān)，也可以從殘差圖中得到此結(jié)論。從圖中可以看出，是幾年正的后跟幾年負(fù)的，所以是正相關(guān)，如果是一年正，一年負(fù)，則應(yīng)該是負(fù)相關(guān)。所以此圖表現(xiàn)應(yīng)該是正相關(guān)。2.自相關(guān)的修正對(duì)殘差做回歸分析，先明明e的殘差序列，在通過程序得

18、到殘差數(shù)列e，對(duì)e做滯后一期的回歸，得方程： e = 0.583 e由上式可知：，對(duì)模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程： Y- 0.583Y = 因?yàn)槭切颖?，所以最好將丟失的第一個(gè)數(shù)據(jù)補(bǔ)充進(jìn)去，用普萊斯-溫思騰變換補(bǔ)充，使xx1=x1，同理求出xx2和yy的值。對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，得結(jié)果如下：Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 12/27/09 Time: 16:51Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-Statisti

19、cProb. C438.9419622.34230.7053060.4908XX10.0265980.0100662.6790.5068XX26.4295060.60967810.545750.0000R-squared0.995460 Mean dependent var22212.41Adjusted R-squared0.994893 S.D. dependent var13687.07S.E. of regression978.1317 Akaike info criterion16.75310Sum squared resid15307866 Schwarz criterion16.

20、90223Log likelihood-156.1545 F-statistic1754.256Durbin-Watson stat1.1742 Prob(F-statistic)0.000000 YY = 438.9419+0.027xx1+6.43xx2 SE = 622.34 0.01007 0.610 T =0.705 2.679 10.55=0.995 F=1754.26 df=16 DW=1.742經(jīng)檢驗(yàn)，應(yīng)經(jīng)不存在自相關(guān)，所以此數(shù)據(jù)可以使用。由差分方程得，=1160.53所以我們得到的最終模型為： Y=1160.53+0.027X+6.43X2由模型可知，在其他條件保持不變的條件下，居民人均可支配收入增加1元，居民最終消費(fèi)支出將增加0.027元，在其他田間不變的條件下，人均旅游花費(fèi)將增加1元，居民最終消費(fèi)支出將增加6.43元。六. 結(jié)論 根據(jù)多元線性回歸的基本方法，通過對(duì)初始線性回歸模型的驗(yàn)證和分析， 最后得到的線性回歸模型在理論上符合實(shí)際，其結(jié)果也與前面分析的基本一致。在實(shí)際應(yīng)用中，居民最終消費(fèi)支出方面有很多，本文只是分析了幾個(gè)典型的因素，如居民儲(chǔ)蓄，居民可支配收入，