金融危機下如何提高我國居民消費水平的計量分析及對策建議

1、河南財經(jīng)學(xué)院計量經(jīng)濟學(xué)論文院系：金融學(xué)院班級： 姓名： 學(xué)號：金融危機下如何提高我國居民消費水平的計量分析及對策建議內(nèi)容摘要：2009年是新世紀(jì)以來我國經(jīng)濟發(fā)展最為困難的一年。受全球金融危機的影響我國許多以出口為主導(dǎo)的中小企業(yè)紛紛倒閉，因此如何提高居民消費水平，擴大內(nèi)需成為保持我國經(jīng)濟正常發(fā)展的關(guān)鍵。在對影響我國居民消費水平的因素進行定向分析建立模型以及對模型的修正后得出了我國的居民消費水平與可我國居民人均收入尤其是農(nóng)村居民人均收入關(guān)系較大這一結(jié)論。關(guān)鍵詞：金融危機 居民消費水平 線性回歸 多重共線性 自相關(guān) 對策建議一、 模型設(shè)定（一） 理論綜述 投資、消費、出口，一向被視為拉動經(jīng)濟增長的“

2、三駕馬車”。馬克思說過：“一個社會不能停止消費，同樣，它也不能停止生產(chǎn)，因此，每一個生產(chǎn)過程，從經(jīng)常的聯(lián)系和它的不斷更新來看，同時也就是再生產(chǎn)過程?！?也就是說，消費是社會再生產(chǎn)的重要組成部分，離開消費，社會再生產(chǎn)便無法繼續(xù)進行，消費既是生產(chǎn)的起點，也是生產(chǎn)的終點。消費水平作為消費的重要內(nèi)容之一，是指一國居民在一年內(nèi)平均消費的商品和勞務(wù)的價值額，同時也可以用來指稱一國的消費總規(guī)模，即社會總消費。研究消費水平，對于確定社會生產(chǎn)的兩大部類的比例，積累與消費的比率，確定社會經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略具有重要意義。 2009年是實施“十一五”規(guī)劃的關(guān)鍵之年，也是進入新世紀(jì)以來我國經(jīng)濟發(fā)展最為困難的一年。在全球普遍

3、遭受金融危機困擾的嚴(yán)峻形勢下，中央把保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展作為2009年經(jīng)濟工作的首要任務(wù)，為此，中國政府果斷決策，迅速出臺擴大內(nèi)需、促進經(jīng)濟增長的十項措施，及時制定完善了一系列“保增長、擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革、惠民生”的政策，形成了系統(tǒng)完整的一攬子計劃。實踐證明事實證明中國政府應(yīng)對國際金融危機沖擊的行動是及時的，戰(zhàn)略是正確的，措施是有力的，成效是顯著的。中國經(jīng)濟運行已經(jīng)企穩(wěn)回升，實現(xiàn)全年“保八”已無懸念，中國成為世界上率先復(fù)蘇的主要經(jīng)濟體。但另一方面，也要看到，中國經(jīng)濟企穩(wěn)向好的基礎(chǔ)尚需不斷地鞏固，仍然面臨外部需求不斷萎縮的局面，而且中國經(jīng)濟運行當(dāng)中更深層次問題并沒有得到根本性的解決。同時近期

4、美國和歐盟等經(jīng)濟體的貿(mào)易保護措施有所抬頭，來自中國官方的統(tǒng)計稱，今年一至八月，共有十七個國家(地區(qū))對華發(fā)起七十九樁貿(mào)易救濟調(diào)查，涉案總額逾百億美元，同比分別增長16.2%和21.2%。我國出口受到了很大的影響，很多以出口為主的中小企業(yè)紛紛倒閉。于是怎么樣能夠提高我國居民消費水平，以此來擴大內(nèi)需來保證我國經(jīng)濟的成為首要的問題。 (二)變量選取研究對象，我國居民消費水平?？蓮慕y(tǒng)計年鑒中獲得數(shù)據(jù)的變量。所以模型的被解釋變量選定為:“居民消費水平（單位：元/年）”因為研究的目的是金融危機下如何提高我國的居民消費水平。因此應(yīng)該通過對歷年我國居民的消費水平進行定性分析，選取影響它的解釋變量來建立模型，因

5、此建立的是時間序列數(shù)據(jù)模型。影響我國居民消費水平的因素有很多種，但從理論和經(jīng)驗分析主要的因素應(yīng)該是我國居民的人均收入，因為只有人均收入提高了，居民的用于消費的可支配收入就會相應(yīng)的增加，同時還應(yīng)該人口（人口自然增長率）以及當(dāng)年的物價水平有一定的關(guān)系。其他的因素雖然對我國居民消費水平有一定的影響但有的不易收集數(shù)據(jù)。因此這些因素可以不列入模型，即便它們對我國居民消費水平造成了影響也可以歸入隨機擾動項中。為了與“我國居民消費水平”相對應(yīng)，這樣在統(tǒng)計年鑒中，可以獲得的解釋變量“我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（單位：億元）” 、“人口自然增長率（單位：%）”、“城鎮(zhèn)居民人均收入（單位：元/年）”“農(nóng)村居民人均收入

6、（單位：元/年）”“居民消費價格指數(shù)（單位：%）”通過數(shù)據(jù)收集和整理，我們得到了相關(guān)變量的數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒（19912007）數(shù)據(jù)計算整理所得（三）模型數(shù)學(xué)形式的確定分別對解釋變量以及解釋變量、 、作散點圖，得出相關(guān)圖像如下： 從圖中我們可以看出，與、均近似呈線性相關(guān)關(guān)系，因此模型設(shè)定為：待估計參數(shù)，；二、 估計參數(shù)將收集到的數(shù)據(jù)導(dǎo)入軟件，運用最小二乘法，估計參數(shù)，得到輸出結(jié)果為表1Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/03/09 Time: 23:06Sample: 1991 2007Included observ

7、ations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1163.653312.78813.7202600.0034X10.0034270.0016012.1411800.0555X2-67.9146521.11671-3.2161560.0082X30.1347770.0516872.6075790.0244X40.9419520.08492811.091190.0000X5-3.6254212.226910-1.6280050.1318R-squared0.999531 Mean dependent var3482.353Adjus

8、ted R-squared0.999317 S.D. dependent var1767.238S.E. of regression46.17603 Akaike info criterion10.77336Sum squared resid23454.48 Schwarz criterion11.06744Log likelihood-85.57359 F-statistic4684.926Durbin-Watson stat1.873456 Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)該結(jié)果整理得到回歸方程：三、模型檢驗1 經(jīng)濟意義的檢驗根據(jù)以上的回歸結(jié)果可以看到，解釋變量國民生

9、產(chǎn)總值GDP、我國城鎮(zhèn)居民人均收入以及農(nóng)村居民人均收入與被解釋變量居民消費水平呈正相關(guān)，人口自然增長率及居民消費價格指數(shù)同被解釋變量“居民消費水平”成負(fù)相關(guān)，與實際經(jīng)濟意義相符，通過經(jīng)濟意義檢驗。2 統(tǒng)計推斷檢驗擬合優(yōu)度檢驗：根據(jù)以上的回歸結(jié)果得到，判定系數(shù)為，修正的判定系數(shù)為，模型的整體擬合優(yōu)度相當(dāng)好；F檢驗：分別針對Ho:Bj=0(j=1,25)，在給定的條件下，查分布表得出自由度為n-k=11和k-1=5,臨界值Fn(5，11)=3.2，由統(tǒng)計量為4684.926，F(xiàn)>Fn得出應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，也就是說，解釋變量X1“國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP”、X2“人口自然增長率”X3“

10、城鎮(zhèn)居民人均收入”X4“農(nóng)村居民人均收入”x5“消費物價指數(shù)”都對被解釋變量“居民消費水平”有顯著的影響。T檢驗：分別針對Ho:Bj=0(j=1,25)，在給定的條件下，查t分布表，自由度為n-k=11,臨界值T /2（n-k）=2.201, 除對應(yīng)的t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值外，其他均大于臨界值拒絕原假設(shè)，也就是說，解釋變量X1“國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP”、X2“人口自然增長率”X3“城鎮(zhèn)居民人均收入”X4“農(nóng)村居民人均收入”都對被解釋變量“居民消費水平”有顯著的影響，而解釋變量x5“消費物價指數(shù)”盡管從經(jīng)濟背景分析來看，消費物價指數(shù)可能影響消費水平，但回歸結(jié)果顯示并非如此，這可能與統(tǒng)計數(shù)據(jù)誤差以

11、及估計方法有關(guān)系。3.計量經(jīng)濟學(xué)的檢驗以及模型的修正（一）對于多重共線性在前面分析的基礎(chǔ)上，將所有對居民消費水平影響顯著的解釋變量（消費物價指數(shù)除外）放進同一個模型，進行多元回歸分析，結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/03/09 Time: 23:06Sample: 1991 2007Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1163.653312.78813.7202600.0034X10.0034270.0016

12、012.1411800.0555X2-67.9146521.11671-3.2161560.0082X30.1347770.0516872.6075790.0244X40.9419520.08492811.091190.0000X5-3.6254212.226910-1.6280050.1318R-squared0.999531 Mean dependent var3482.353Adjusted R-squared0.999317 S.D. dependent var1767.238S.E. of regression46.17603 Akaike info criterion10.7733

13、6Sum squared resid23454.48 Schwarz criterion11.06744Log likelihood-85.57359 F-statistic4684.926Durbin-Watson stat1.873456 Prob(F-statistic)0.000000從回歸結(jié)果看，盡管可決系數(shù)很高，F(xiàn)統(tǒng)計值很大，說明模型在整體上線性回歸擬合較好，但是當(dāng)=0.05時，t/2(11)=2.201，明顯x1 x2 x5系數(shù)的t檢驗不顯著，表明模型中解釋變量存在嚴(yán)重的多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇x1 x2 x3 x4 x5數(shù)據(jù)對他們的相關(guān)系數(shù)矩陣分析，得下表：由

14、此表可以看出各自變量之間相關(guān)系數(shù)很高，確實可能存在嚴(yán)重的多重共線性。采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題，分別作Y對X1 、X2、 X3、 X4、 X5的一元回歸，得出結(jié)果如下：變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計值0.026385-652.23800.5100581.823343-116.9743T統(tǒng)計量18.08702-11.4456840.9626447.69156-2.0494290.9561580.8972630.9911400.9934480.2187570.9532360.8904140.9905490.9930120.166674其中加入x4的方程最大，以X4為基礎(chǔ)順次加

15、入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下：X1X2X3X4X5X4 x10.0054372.9539101.4663272.9539100.995387X4 x2-85.93199-2.4568131.6117.325810.994768X4 x30.2330757.1713691.0015408.6304020.998398X4 x51.82650140.719190.9142480.1490830.992524在X4的模型里，逐項加入X1-X5，我們發(fā)現(xiàn)其中x5的t檢驗不顯著，當(dāng)加入t檢驗，查表得t=2.201，而X2符號相反因此刪除X2、x5，保留x3 、x1。 根據(jù)上表可以看出擬合優(yōu)度最好的是x3

16、然后將x1加入x4、 x3進行逐步回歸，結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/04/09 Time: 13:51Sample: 1991 2007Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-239.478365.68886-3.6456450.0030X40.9848100.1210328.1367550.0000X1-0.0011390.001705-0.6680610.5158X30.2590320.0510835.

17、0707830.0002R-squared0.998645 Mean dependent var3482.353Adjusted R-squared0.998332 S.D. dependent var1767.238S.E. of regression72.17896 Akaike info criterion11.59850Sum squared resid67727.43 Schwarz criterion11.79455Log likelihood-94.58724 F-statistic3192.849Durbin-Watson stat1.182415 Prob(F-statist

18、ic)0.000000在此模型中，我們看出X1的符號相反，因此將X1剔除，保留X3、X4。最后修正的多重共線性模型的回歸結(jié)果為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/03/09 Time: 23:48Sample: 1991 2007Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-221.644958.82152-3.7680930.0021X30.2330750.0325017.1713690.0000X41.0015400.116

19、0488.6304020.0000R-squared0.998598 Mean dependent var3482.353Adjusted R-squared0.998398 S.D. dependent var1767.238S.E. of regression70.73724 Akaike info criterion11.51461Sum squared resid70052.59 Schwarz criterion11.66164Log likelihood-94.87415 F-statistic4986.254Durbin-Watson stat1.012354 Prob(F-st

20、atistic)0.000000最后修正嚴(yán)重多重共線性影響的回歸結(jié)果為： (-3.7681) （7.1714) (8.6304)=0.9986 =0.9983 DW=1.0124 F=4986.254 （二）自相關(guān)的檢驗采用DW檢驗法 ，對樣本容量為17，兩個解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DurbinWatson表，得到下限臨界值為，上限臨界值為，統(tǒng)計量，則有0<d<，故此模型存在正自相關(guān)。采用廣義差分法對自相關(guān)進行補救:進行自回歸，可得回歸方程為，=0.492514，對原模型進行廣義差分，可得廣義差分方程為：對此方程進行廣義分差方程進行回歸，結(jié)果如下：Dependent Va

21、riable: YMethod: Least SquaresDate: 12/04/09 Time: 15:14Sample(adjusted): 1992 2007Included observations: 16 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. -0.492514*Y(-1)-1.2197750.077725-15.693570.0000C-89.5067845.51879-1.9663700.0728X3-0.492514*X3(-1)0.1739550.0403524.3109

22、180.0010X4-0.492514*X4(-1)0.8809560.1471295.9876340.0001R-squared0.999262 Mean dependent var3644.000Adjusted R-squared0.999078 S.D. dependent var1690.419S.E. of regression51.33873 Akaike info criterion10.92709Sum squared resid31627.99 Schwarz criterion11.12023Log likelihood-83.41669 F-statistic5416.

23、865Durbin-Watson stat2.502964 Prob(F-statistic)0.000000已經(jīng)消除了自相關(guān) DW=2.5029, ,5%的顯著水平，查DurbinWatson表，得到下限臨界值為，上限臨界值為，統(tǒng)計量，則有DW>DU，說明廣義分差中已無自相關(guān)，不必再進行迭代，同時可見，、t、 F 統(tǒng)計量也均達到理想水平，由表可得回歸方程為：Se= (45.51879) ( 0.040352) (0.880956)T= -1.966370 4.310918 5.987634=0.999262 =0.999078 DW=2.502964 F=5416.865其中=,= 經(jīng)

24、廣義差分法后樣本容量會減少1個，為了保證樣本數(shù)不減少，對于小樣本采用普萊斯-溫斯特變換補充第一個觀測值，根據(jù)差分方程得 =-89.50678/1-0.492514=-176.3729故最終的消費模型為Y= -176.3729+0.173955*X3+0.880956*X4四 模型的應(yīng)用從最后校正的模型可以看出，在其他變量不變的情況下，農(nóng)村居民消費每增加1元，我國居民消費水平就會增加0.88元，城鎮(zhèn)居民人均收入增加1元，我國居民消費水平增加0，17元，說明我國農(nóng)村居民消費需求比城鎮(zhèn)需求大，采取合適的措施增加我國農(nóng)村居民人均收入對于提高我國居民消費水平有很大的作用。造成這種情況，主要有以下幾個原因

25、：第一是我國是農(nóng)民人口占絕大多數(shù)的國家，而居民消費水平是以人口數(shù)為權(quán)數(shù)對農(nóng)村居民消費水平和城鎮(zhèn)居民消費水平進行加權(quán)平均計算而得到的；第二是農(nóng)村居民的消費動力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)居民。根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)在59%以上為貧困，5059%為溫飽，4050%為小康，3040%為富裕，低于30%為最富裕。1978年，我國城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)分別為57.5%和67.7%，也就是說城鎮(zhèn)居民只屬于勉強溫飽，農(nóng)村居民則處于絕對貧困。然而到2007年，農(nóng)村居民家庭的恩格爾系數(shù)降至47.8%，而城鎮(zhèn)居民家庭的恩格爾系數(shù)則降至37.9%, 可見農(nóng)村居民目前的消費需求大于城鎮(zhèn)居民。因此建議采取以下政策來促進

26、農(nóng)村居民收入的增加來提高我國居民的消費水平。（1)取積極擴大消費的政策，提高最終消費對我國經(jīng)濟增長的貢獻率。堅持?jǐn)U大內(nèi)需的方針，重點是擴大消費，尤其是居民消費。要加快建立積極支持居民消費的宏觀調(diào)控政策體系，為擴大內(nèi)需提供良好的外部環(huán)境。一是要發(fā)揮財政稅收政策對擴大消費的支持作用。通過財政資金的轉(zhuǎn)移支付支持落后地區(qū)和低收入群體提高消費能力；通過財政補貼支持“家電下鄉(xiāng)”、“節(jié)能產(chǎn)品惠民工程”、“汽車家電以舊換新”等措施，推動居民消費結(jié)構(gòu)升級和開拓農(nóng)村等新市場；通過稅率調(diào)整的杠桿作用，引導(dǎo)消費品生產(chǎn)和消費市場擴張。二是發(fā)揮金融業(yè)促進消費的作用。降低現(xiàn)有的高儲蓄率，使社會資金更多地向消費而不是投資傾斜

27、；提供廣泛多樣的金融工具和靈活的信貸措施，支持?jǐn)U大消費和緩解還貸壓力；加大對勞動密集型的企業(yè)稅收優(yōu)惠、減征緩征、減費免費等支持，擴大勞動就業(yè)。三是大力促進有利于消費增長的服務(wù)業(yè)的發(fā)展。服務(wù)業(yè)提供的是最終消費品，服務(wù)業(yè)越發(fā)達，消費就越旺盛。要取消和降低對服務(wù)行業(yè)的不當(dāng)限制和稅負(fù)，允許民營資本進入更多的服務(wù)行業(yè)參與競爭。四是通過多種途徑提高就業(yè)水平，保持社會穩(wěn)定。就業(yè)是民生之本，是形成居民消費和縮小收入差距的基礎(chǔ)，對我國而言就業(yè)問題就更加突出。要采取多種措施促進居民就業(yè)，通過建設(shè)公共項目創(chuàng)造就業(yè)崗位；向重點產(chǎn)業(yè)提供保護或政策支持避免企業(yè)大規(guī)模裁員；提高政府對社會保障的支出從而降低企業(yè)用工成本，對增

28、加就業(yè)崗位給予財政補貼；政府購買公益性崗位支持零就業(yè)家庭就業(yè)；推行彈性工作制度保持高就業(yè)率。（2）加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)村居民生產(chǎn)、生活和消費水平。要提高全社會的消費水平，在推進城鎮(zhèn)消費升級的同時，重點開拓農(nóng)村的消費市場。為此，政府要為擴大農(nóng)村消費提供必要的基礎(chǔ)條件和政策支持。一是要調(diào)整政府投資結(jié)構(gòu)。國家投資要更多地向農(nóng)村傾斜，加大農(nóng)村水、電、氣、路、學(xué)校、醫(yī)院等公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，逐步建立促進城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的政府投入機制，改變長期形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)在社會財富分配上的巨大差別，改善農(nóng)村的生產(chǎn)、生活和消費環(huán)境。二是要完善農(nóng)業(yè)支持保護政策，擴大公共財政覆蓋農(nóng)村范圍，確保各級財政支農(nóng)投入

29、總量和比重逐年增加。三是不斷完善支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的各項政策，穩(wěn)定現(xiàn)有土地承包經(jīng)營關(guān)系長久不變，允許農(nóng)民以轉(zhuǎn)包、出租、互換、轉(zhuǎn)讓、股份合作等形式流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營權(quán)，加大推進集體林權(quán)制度改革的力度，推動林業(yè)向又好又快方向發(fā)展，為增加農(nóng)民收入、擴大社會就業(yè)、富裕地方財政作出更大貢獻。四是加快工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程。支持農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加快小城鎮(zhèn)建設(shè)，壯大縣域經(jīng)濟。五是逐步完善長期在城市務(wù)工的農(nóng)民工的利益保障機制，逐步破除城鄉(xiāng)分割的戶籍制度，解決農(nóng)民工及家屬在城市的工作、生活及子女上學(xué)等實際問題。（3）調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)，著力提高中低收入者特別是農(nóng)民的收入水平。一是要調(diào)整積累和消費的關(guān)系，提高消費在國民

30、收入中的比重，逐步增加勞動收入在國民收入中所占比重，增加工資收入占居民收入比重。二是要加快解決不同分配對象分配嚴(yán)重不均衡問題，堅決改變行業(yè)、地域、管理者與普通員工之間收入分配差距過大的現(xiàn)狀，縮小行業(yè)間的收入差距，尤其是要完善分配制度，加大對壟斷行業(yè)收入分配和福利待遇的調(diào)控力度；支持西部等落后地區(qū)發(fā)展，不斷縮小西部與東部地區(qū)的收入差距；規(guī)范國有企業(yè)分配行為，建立企業(yè)經(jīng)理人市場，大幅度縮小企業(yè)管理者與普通員工的收入差距。三是要不斷提高農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)低收入群體的收入水平，通過城鎮(zhèn)最低生活保障制度、擴大就業(yè)、支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、保護農(nóng)民工利益等政策措施，保障低收入群體及農(nóng)村居民的收入不斷提高。四是要完善收入分配的法律法規(guī)體系和生產(chǎn)要素市場，規(guī)范土地收益、企業(yè)家收益、資本收益、壟斷行業(yè)收益等分配制度，依法保護合法收入，