我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素實(shí)例研究計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素實(shí)例研究 一、提出問(wèn)題 近年來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)在迅速的發(fā)展，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長(zhǎng)。居民的收入和消費(fèi)也都在增加。2001年我國(guó)的居民消費(fèi)水平在3887萬(wàn)億元，直到2010年，我國(guó)居民消費(fèi)水平增加到了9969萬(wàn)億元。居民的消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達(dá)到的程度。一般，通過(guò)消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來(lái)的。居民的消費(fèi)水平在很大程度上受整體的經(jīng)濟(jì)狀況影響國(guó)民生產(chǎn)總值是用于衡量一國(guó)總收入的一種整體的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費(fèi)的支出較多，消費(fèi)水平較高；反之，經(jīng)濟(jì)收縮時(shí)，

2、收入下降，GDP也低，用于消費(fèi)的支出較少，消費(fèi)水平隨之下降。消費(fèi)問(wèn)題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn), 國(guó)內(nèi)許多專家學(xué)者從收入、消費(fèi)支出、物價(jià)、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)。因此，為了更加了解我國(guó)的消費(fèi)水平，保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)，對(duì)影響居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行大量的實(shí)證研究。二、理論綜述1凱恩斯的絕對(duì)收入理論。凱恩斯將消費(fèi)函數(shù)表達(dá)為：Cf（Y），并將此式改寫為CbY，表明如果其他條件不變，則消費(fèi)C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強(qiáng)調(diào)實(shí)際消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說(shuō)的實(shí)際收入是指現(xiàn)期、絕對(duì)、實(shí)際的收入水平，即本期收入、收入的絕對(duì)水平和按貨幣購(gòu)買力計(jì)算的收入。

3、凱恩斯認(rèn)為，消費(fèi)是限期可支配收入的函數(shù)，消費(fèi)與可支配收入之間存在著以下的關(guān)系：（1）在短期無(wú)論可支配收入多少，是否等于零，消費(fèi)支出總是大于零。可支配收入等于零時(shí)的消費(fèi)支出，來(lái)源于從前的儲(chǔ)蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費(fèi)支出與可支配收入無(wú)關(guān)，稱為自發(fā)消費(fèi)；（2）隨著可支配收入的增加，消費(fèi)支出也增加。隨著可支配收入的變動(dòng)而變動(dòng)的消費(fèi)叫引致消費(fèi)；（3）消費(fèi)支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為 C=C0 +cYd其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C0>0,0<c<1.C0為自發(fā)消費(fèi)，cYd為引致消費(fèi)。消費(fèi)支出等于自發(fā)消

4、費(fèi)與引致消費(fèi)之和。2.杜森貝的相對(duì)收入理論。杜森貝提出消費(fèi)并不取決于現(xiàn)期絕對(duì)收入水平，而是取決于相對(duì)收入水平，這里所指的相對(duì)收入水平有兩種：相對(duì)于其他人的收入水平，指消費(fèi)行為互相影響的，本人消費(fèi)要受他人收入水平影響，一般稱為“示范效應(yīng)”或“攀比效應(yīng)”。相對(duì)于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費(fèi)不一定馬上降低，一般稱為“習(xí)慣效應(yīng)”。3.莫迪利安尼的生命周期理論。莫迪利安尼提出消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財(cái)產(chǎn)收入，其消費(fèi)函數(shù)公式為：CaWRbYL，式中WR為財(cái)產(chǎn)收入，YL為勞動(dòng)收入，a、b分別為財(cái)產(chǎn)收入、勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。他根據(jù)這一原理分析出人一生勞動(dòng)收入和消費(fèi)關(guān)系：人在工作

5、期間的每年收入YL，不能全部用于消費(fèi)，總有一部分要用于儲(chǔ)蓄，從參加工作起到退休止，儲(chǔ)蓄一直增長(zhǎng)，到工作期最后一年時(shí)總儲(chǔ)蓄達(dá)最大，從退休開始，儲(chǔ)蓄一直在減少，到生命結(jié)束時(shí)儲(chǔ)蓄為零。還分析出消費(fèi)和財(cái)產(chǎn)的關(guān)系：財(cái)產(chǎn)越多和取得財(cái)產(chǎn)的年齡越大，消費(fèi)水平越高。4.弗里德曼的持久收入理論。弗里德曼認(rèn)為居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對(duì)水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間里可以得到的收入。他認(rèn)為只有持久收入才能影響人們的消費(fèi)，消費(fèi)是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)，即：CLbYL ，表明持久收入YL 增加，持久消費(fèi)（長(zhǎng)期確定的有規(guī)律的消費(fèi)）CL 也增加，但消費(fèi)隨收入增加的幅度取

6、決于邊際消費(fèi)傾向b，b值越大CL 增加越多，b值越小CL 增加越少。持久收入理論和生命周期理論相結(jié)合構(gòu)成現(xiàn)代消費(fèi)理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補(bǔ)充的。三、模型的設(shè)定1消費(fèi)的影響因素（1）農(nóng)村居民人均可支配年收入。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，收入是影響消費(fèi)的主要因素，如果收入為0時(shí)，居民的消費(fèi)支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會(huì)拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂(lè)。但是根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，真正對(duì)居民消費(fèi)水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個(gè)因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。（2）農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。對(duì)于價(jià)格需求彈性低的商品（生活必需品）來(lái)說(shuō)，商品

7、價(jià)格的變動(dòng)基本上對(duì)商品的需求量沒有什么影響，而對(duì)于價(jià)格 需求彈性高的商品（奢侈品）來(lái)說(shuō)，物價(jià)的微小變動(dòng)會(huì)引起對(duì)消費(fèi)品需求的大幅度波動(dòng)，因此消費(fèi)品的價(jià)格水平對(duì)居 民的消費(fèi)水平也有一定的影響。文章利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（x1）來(lái)代表消費(fèi)品的價(jià)格水平,將其作為解釋變量。（3）農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)是衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個(gè)國(guó)家或家庭生活越貧困，居民儲(chǔ)蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲(chǔ)蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項(xiàng)也是需要被列為影響因素即為解釋變量。(4)其他因素 1)體制因素。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來(lái)越與其勞動(dòng)成果和市場(chǎng)不確定狀態(tài)結(jié)合起來(lái)

8、。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項(xiàng)支出，另一方面，我國(guó)勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動(dòng)而消費(fèi)。如果在體制方面進(jìn)行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費(fèi)很難用數(shù)值來(lái)衡量，故歸為其他因素。 2)人口結(jié)構(gòu)因素。根據(jù)生命周期模型可得出，一國(guó)人口結(jié)構(gòu)年輕化，該國(guó)消費(fèi)將會(huì)減少，當(dāng)進(jìn)入老年化時(shí)，消費(fèi)比例將會(huì)增加，但是由于數(shù)據(jù)收集原因，也歸為其他因素.其他因素在本文中用隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)來(lái)表示。2、模型的設(shè)定Y： 農(nóng)村居民消費(fèi)水平X1：農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X2: 農(nóng)村居民人均可支配收入X3：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù) 基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型 Y= C+ C1*X1+ C2*X2+

9、 C3*X3+3、數(shù)據(jù)的收集本文收集了我國(guó)1991-2010農(nóng)村年居民消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民消費(fèi)水平/元y農(nóng)村居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)%x1農(nóng)村居民人均可支配收入/元x2農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)%x31991602102.3708.657.61992688104.7784.057.61993805113.7921.658.119941038123.41221.058.919951313117.51577.758.619961626107.91926.156.319971722102.52090.155.11998173099.02162.053.41999176698.52210.352.62000

10、186099.92253.449.120011969100.82366.447.72002206299.62475.646.220032103101.62622.245.620042319104.82936.447.220052579102.23254.945.520062868101.53587.043.020073293105.44140.443.120083795106.54760.643.72009402199.75153.241.020104455103.65919.041.1注：以上數(shù)據(jù)來(lái)源各年份中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，四、模型的估計(jì)與調(diào)整1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下

11、報(bào)告形式： 469.3652 + 1.7884X1 + 0.7215X2 - 8.8007X3 （250.8966）（2.2105）（0.01904） （4.8007）= （1.8708） （0.6090）（37.8879） (-1.83332) =0.9983 0.9980 DW=1.0545 F=3194.701 =48.4463 p(f)=0.000002）檢驗(yàn)多元回歸模型：給定顯著性水平為0.05擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：=0.9983接近1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。F檢驗(yàn)（回歸方程顯著性檢驗(yàn)）：F=3194.4013.59，表明模型線性關(guān)系很顯著，或解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)x1和農(nóng)村居

12、民人均可支配收入x2和農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)X3聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響。T檢驗(yàn)（解釋變量顯著性檢驗(yàn)）：農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為0.6090 2.110，表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)Y沒有顯著影響；農(nóng)村居民人均可支配收入回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為37.88792.110，表明農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)Y有顯著影響。農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為1.83332.110，表明家庭恩格爾系數(shù)對(duì)Y有沒有顯著影響。3）模型經(jīng)濟(jì)意義：假設(shè)其他解釋變量不變，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1%，被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平就增加1.7884元；假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村居

13、民人均可支配收入每增長(zhǎng)1元，被解釋變量人農(nóng)村居民消費(fèi)水平就增加0.7215元。假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長(zhǎng)1%，被解釋變量人農(nóng)村居民消費(fèi)水平就減少8.007元。計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)： 多重共線性檢驗(yàn)：由于選擇的影響因素過(guò)多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：cor y x1 x2 x3 通過(guò)計(jì)算表明，各解釋變量都與被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。1) 建立一元回歸模型根據(jù)理論分析，農(nóng)村居民可支配收入應(yīng)是農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主

14、要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明，農(nóng)村居民可支配收入與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型Ls y c x12） 建立二元回歸模型以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 Ls y c x1 x33) 建立三元回歸模型Ls y c x2 x3 x1 將其余的變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）模型x1x2x3R2y=f(x2)0.7539 (94.1715)0.99800.9979y=f(x2,x1)-0.5293(-0.2735)0.7531(86.5852)0.99800.9978y=f(x2,x

15、3)0.7277(42.1661)-6.5794(-1.6880)0.99820.9981y=f(x2,x3,x1)1.7884(0.8090)0.7215(337.8879)-8.8007(-1.8332)0.99830.9980經(jīng)過(guò)以上的逐步引入檢驗(yàn)過(guò)程，最終確定農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)為Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3 (237.3581) (0.0173) (3.8978) T = (2.2289) (42.1161) (-1.6880)R2=0.9982 0.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D.W=1.0281 p(f)=0.0000

16、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：判定系數(shù)：R2=0.9982 接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。F檢驗(yàn)：F=4891.113,大于臨界值4.41, 其P值0.000000也明顯小于,說(shuō)明各個(gè)解釋變量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著T檢驗(yàn)：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)的t值小于2 ，表明農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對(duì)值均大于2，表明其他各參數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）有顯著影響。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)： 1）自相關(guān)檢驗(yàn)：給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=20 ,k=2時(shí)，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為1.0281小于dL dU所以

17、無(wú)法判斷是否存在自相關(guān)性。 作異方差的White檢驗(yàn)如下表所示。檢驗(yàn)知Obs*R-squared=13.81344,表明不存在異從White 檢驗(yàn)知Obs*R-squared=13.81344明顯大于自由度為3，顯著性水平為為0.05的2值為9.48773,表明不存在異方差性。所以本文的最終模型估計(jì)結(jié)果為： Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3 (237.3581) (0.0173) (3.8978) T = (2.2289) (42.1161) (-1.6880)R2=0.9982 0.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D.W=1.0281 p(f)=0.0000該模型表示，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)水平隨之增加0.7277元，