影響我國居民消費水平因素分析

1、影響我國居民消費水平因素分析【摘 要】 隨著改革開放的深入和市場經(jīng)濟的發(fā)展、 人們的生活水平 得到了大大的提高。 作為總需求中最主要的部分， 消費的增長在 GDP 的增長中占很大比例。 由于分析影響我國居民人均消費水平的多種因 素各自的重要程度，將有助于我們認清當前中國經(jīng)濟發(fā)展的重要原 因。本文采用 1993 年至 2010 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回 歸模型，運用 Eviews 軟件，分析研究城鎮(zhèn)居民的消費行為和影響消 費的主要因素， 才能因地制宜的制定政策， 有效地推動居民消費的增 長?！娟P鍵詞】 居民消費水平 消費增長 消費因素 經(jīng)濟發(fā)展近年來， 隨著我國社會經(jīng)濟的迅速發(fā)展， 人民

2、的生活水平逐步改善， 我國的 消費水平也發(fā)生了很大的變化。 消費是所以經(jīng)濟行為有效實現(xiàn)的最終環(huán)節(jié)， 是促 進經(jīng)濟增長的持久拉動力。在目前我國面臨經(jīng)濟結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結構升級的階 段，我國的消費水平如何， 影響我國消費水平的因素有哪些， 以及這些因素對消 費具有怎樣的影響， 都是值得關注的問題。 有關學者認為， 居民收入是影響居民 消費的主要因素，經(jīng)濟增長對我國居民消費產(chǎn)生正向效應，但影響不明顯。一、選取數(shù)據(jù)影響居民消費的因素有很多，包括宏觀和微觀多方面的影響。如收入水平、 商品價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費者偏好、家庭財產(chǎn)狀況、消費信 貸狀況、 消費者年齡構成、 制度、風俗習慣等等。 但

3、考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性 和我國經(jīng)濟的實際情況，本文選取以下因素決定消費。日常觀察和統(tǒng)計研究都表明， 當前可支配收入水平是決定一個國家消費的核心因素，因此人均可支配收入的入選毫無疑問；GDP是衡量一個國家經(jīng)濟實力，也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標志；恩格爾系數(shù)是食 品支出占消費的百分比，其值越小說明人們越富裕。而定期余額則表明了居民持 有的流動財產(chǎn)數(shù)目，所以本模型選取 19932010年間的居民消費水平，國內(nèi)生 產(chǎn)總值，農(nóng)村居民人均收入，城鎮(zhèn)居民人均收入，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)，居 民儲蓄定期余額。所用數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。二、實證分析數(shù)據(jù)如下:年份丫X1X2X3X4X

4、51993139335333.9247921.62577.458.112108.31994183348197.856412213496.258.916838.71995235560793.72921577.7428358.623778.31996278971176.59171926.14838.956.330873.21997300278973.0352090.15160.355.136226.71998315984402.279821625425.153.441791.61999334689677.05482210.35854.0252.644955.12000363299214.55432

5、253.4628049.146141.720013869109655.1712366.46859.647.751434.920024106120332.6892475.67702.846.258788.920034411135822.7562622.28472.245.668498.720044925159878.3382936.49421.647.278138.920055463183217.43254.91049345.592263.520066138211923.5358711759.543103011.420077103257305.64140.413785.843.1104934.5

6、200881833006704760.6215780.7643.7139300.220099098340902.85153.217174.741160230.4201010522401202591919109.441.1178413.9注：Y為居民消費水平，X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3為城鎮(zhèn)居民人均收入，X4為農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù) （），X5為居民儲蓄定期余額（一）模型初步提出初步建立多元線性回歸模型：丫 =1；0 浪！ 2X2 3X3 4X4 5X5 止其中，丫為居民消費水平，X!為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3 為城鎮(zhèn)居民人均收入，X 4為農(nóng)村居民家庭恩格

7、爾系數(shù)（）， X5為居民儲蓄定期余額，叫代表隨機擾動項(二)模型的擬合檢驗用Eviews計量經(jīng)濟學分析軟件我們可以得到如下回歸分析結果:View | Pro計 Object Pijnt|NaneFreeael 凸Forecast| Stats |只亡side| Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/14/12 Time: 22:19Sample: 1993 2010Included ODservations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2016.083436 1

8、793462214300006X10 01315200021106.2108180.0000X20 9215940.03934110.315490.0000X3-0.0669670.050455-1.32727202091X4*29.622826.525569*4.53950000007X50.0013130.0028490.4608750.6S31R-squared0 999731Mean dependent var4740.389Adjusted R-squared0 999619S D. dependent var2550.798S.E. of regression49.9583SAka

9、 ike info criterion10.92146Sum squared resid299500SSchwarz enterion11,21825Log likelihood*92.29313Hannan-Quinn triter1096233F-statistic8930 921Durbin-Watson stat1.002607Pro b(F-stati stic)0.0000002由此可見，該模型 R2 =0.999731，R =0.999619，F(xiàn)檢驗值8930.921，明顯顯著。但是當=0.05時，t ：/2(18 -2) =2.120，不僅X 3、X5的系數(shù)t檢驗不顯著，且 X

10、3系數(shù)的符合與預期相反。這表明很有可能存在嚴重的多重共線性。1. 多重共線性檢驗CorrelationYX1X2X3X4X5Y1.0000000.9972440.9932540 997581-0 8833780.995755X10 9972441.0000000.9933370 996371-0.B598310.994117X20 9982540.9933371.0000000.994366-0.8760940.992571X30.9975810.9953710.9943661.000000-0.6912200 995363X4-0.BB337S-0.859931-0.876094-0.891

11、2201.0Q000Q-0.895455X50.9957560.9941170.9925710955368-0.8854561.000000T(1) 根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關，由上表知模型中確實存在多重共線性。(2) 修正：采用逐步回歸的辦法，分別作 丫對X1、X2、X3、X4 X5的一元回歸，結果如表所示:變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計值0.0238861.8680220.520369-363.96200.051937t統(tǒng)計量53.7646767.6096257.40037-7.53957043.277722R0.9944950.9965120.9951670.780

12、3560.9915302R0.9941510.9962940.9948650.7666280.991000分別作X2, X3對X1的估計，得到相關系數(shù)分別為：0.986718、0.992756可知X1分別與X2、X3有較高相關性。因為X2與丫的相關系數(shù)更大，所以剔除XI。以X2為基礎，順次加入其它變量逐步回歸：變量X2X3X4X52RX2，X31.048218(6.360861)0.229819(5.002976)0.998693X2，X41.805870(32.08750)-15.61981(-1.260539)0.996846X2，X51.251016(7.314773)0.017327(

13、3.634675)0.9981452經(jīng)比較，新加入X3的方程R =0.998693，改進最大，保留X3。變量X2X3X4X52RX2, X3, X41.0479940.2299430.0548900.998413(6.006626)(4.447764)(0.006114)X2, X3, X50.9812570.1741210.0074600.998625(5.940581)(2.988236)(1.469537)2從表中可以看出，當分別加入X4, X5時，R有所增加。但*025(16)=2.120,其參數(shù)的t檢驗不顯著。最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為：Y=-286.5734+1.04

14、8218 X 2 +0.229819 X 3 + 亠(-3.357694) (6.360861) (5.002976)2 2R =0.998693 R =0.998519 F=5730.592 DW=1.8052602、相關性檢驗2從估計的結果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R =0.998693，表明模型在整體上擬合比較好3、顯著性檢驗:(1) 對于X2, t統(tǒng)計量為6.360861。給定a =0.05，查t分布表，在自由 度為16下，得臨界值応25(16)=2.120.因為 八。25(16)= 2.120，所以拒絕原假設H 0 :X2=0，表明農(nóng)村居民人均收入對居民消費水平有顯著性影響；(

15、2) 對于X3, t統(tǒng)計量為5.002976。給定a =0.05，查t分布表，在自由 度為16下，得臨界值t0"25 (16) =2.120.因為t> t0"25 (16) =2.120,所以拒絕原假設H。;: X3=0，表明城鎮(zhèn)居民人均收入對居民消費水平有顯著性影響。(3) 對于F=7948.18>F(2,13)=3.80(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看居民消費水平與各解釋變量之間之間線性關系顯著。4、異方差檢驗Heteroskedasticity Test: Breusch-Paga n-GodfreyF-statistic4.237886Pro

16、b. F(2,15)0.0348Obs*R-squared6.498781Prob. Chi-Square(2)0.0388Scaled expla ined SS4.076315Prob. Chi-Square(2)0.1303Test Equati on:Depe ndent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 11/18/12 Time: 15:25Sample: 1993 2010In cluded observatio ns: 18VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C-114

17、95.828250.020-1.3934300.1838X220.6868115.929271.2986670.2137X3-4.5076514.440359-1.0151550.3261R-squared0.361043Mean depe ndent var8095.075Adjusted R-squared0.275849S.D. dependent var11195.59S.E. of regressi on9527.113Akaike info criterion21.31268Sum squared resid1.36E+09Schwarz criterio n21.46108Log

18、 likelihood-188.8141Hannan-Quinn criter.21.33314F-statistic4.237886Durbin-Wats on stat1.856637Prob(F-statistic)0.034756由上表，Obs*R-squared=6.498781.而查表，給定a =0.95 自由度P=5,得臨界 值1.145 ;給定a =0.05自由度 P=5,得臨界值 11.07 ;所以1.145<6.498781 <11.07 ，所以接受原假設，模型隨機誤差項不存在異方差。5、自相關檢驗(1) DW=1.805260給定顯 著性水 平 a =0.05

19、,查 Durbin Watson 表， n=18,k=2,得下限臨界值dL =1.046 ,4- dU =2.465 因為 DW統(tǒng)計量為 dL=1.046<1.847302< 4- d U = 2 . 46 5 。根據(jù)判斷區(qū)域知， 這時隨機誤差項不存在自 相關。三、結論和啟示由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關檢驗， 我們得出了各個變量與我國居民消費的變動 關系。1 、農(nóng)村居民人均收入增加，居民消費水平增加;2、城鎮(zhèn)居民人均收入增加，居民消費水平增加;3、模型中去掉了 GDP農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、居民儲蓄定期余額變量， 并不代表其對居民消費水平?jīng)]有影響， 只是說本模型暫不考慮其對于消費水平的 影響。因此建立的模型本身也具有一定的局限性，有待將來進一步的完善?？傮w來說， 就是居民人均收入增加， 則居民消費水平增加。 通過以上所做分 析，得到一個不存在異方