我國農(nóng)村居民消費水平影響因素實例研究

1、我國農(nóng)村居民消費水平影響因素實例研究 一、提出問題 近年來，我國的經(jīng)濟在迅速的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長。居民的收入和消費也都在增加。2001年我國的居民消費水平在3887萬億元，直到2010年，我國居民消費水平增加到了9969萬億元。居民的消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務的消費過程中，對滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達到的程度。一般，通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。居民的消費水平在很大程度上受整體的經(jīng)濟狀況影響國民生產(chǎn)總值是用于衡量一國總收入的一種整體的經(jīng)濟指標，經(jīng)濟擴張時期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費的支出較多，消費水平較高；反之，經(jīng)濟收縮時，

2、收入下降，GDP也低，用于消費的支出較少，消費水平隨之下降。消費問題一直是經(jīng)濟學界研究的重點和熱點, 國內(nèi)許多專家學者從收入、消費支出、物價、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國消費結構。因此，為了更加了解我國的消費水平，保持我國經(jīng)濟可持續(xù)增長，對影響居民消費水平的因素進行大量的實證研究。二、理論綜述1、.凱恩斯的絕對收入理論。凱恩斯將消費函數(shù)表達為：Cf（Y），并將此式改寫為CbY，表明如果其他條件不變，則消費C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強調(diào)實際消費支出是實際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說的實際收入是指現(xiàn)期、絕對、實際的收入水平，即本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收

3、入。凱恩斯認為，消費是限期可支配收入的函數(shù)，消費與可支配收入之間存在著以下的關系：（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費支出與可支配收入無關，稱為自發(fā)消費；（2）隨著可支配收入的增加，消費支出也增加。隨著可支配收入的變動而變動的消費叫引致消費；（3）消費支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消費函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費函數(shù)可表述為 C=C0 +cYd其中，C為消費支出，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，cYd為引致消費。消費支出等于自

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

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

6、度取決于邊際消費傾向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合構成現(xiàn)代消費理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補充的。三、模型的設定1消費的影響因素（1）農(nóng)村居民人均可支配年收入。按照經(jīng)典經(jīng)濟學理論，收入是影響消費的主要因素，如果收入為0時，居民的消費支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。但是根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟學原理，真正對居民消費水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。（2）農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)。對于價格需求彈性低的商品（生活必需品）來說，

7、商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格 需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居 民的消費水平也有一定的影響。文章利用居民消費價格指數(shù)（x1）來代表消費品的價格水平,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)是衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，居民儲蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項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。隨著市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來越與其勞動成果和市場不確定狀態(tài)結合

8、起來。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項支出，另一方面，我國勞動就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動而消費。如果在體制方面進行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費很難用數(shù)值來衡量，故歸為其他因素。 2)人口結構因素。根據(jù)生命周期模型可得出，一國人口結構年輕化，該國消費將會減少，當進入老年化時，消費比例將會增加，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擾動項來表 示。2、模型的設定Y： 農(nóng)村居民消費水平X1：農(nóng)村居民的消費價格指數(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1991-2010年居民消費水平的相關數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民消費水平/元y農(nóng)村居民價格消費指數(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)%x31991602102.3708.657.61992688104.7784.057.61993805113.7921.658.119941038123.41221.058.919951313117.51577.758.619961626107.91926.156.319971722102.52090.155.11998173099.02162.053.41999176698.52210.352.620001

10、86099.92253.449.120011969100.82366.447.72002206299.62475.646.220032103101.62622.245.620042319104.82936.447.220052579102.23254.945.520062868101.53587.043.020073293105.44140.443.120083795106.54760.643.72009402199.75153.241.020104455103.65919.041.1注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國統(tǒng)計年鑒，四、模型的估計與調(diào)整1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結果如下報

11、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）檢驗多元回歸模型：給定顯著性水平為0.05擬合優(yōu)度檢驗：=0.9983接近1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。F檢驗（回歸方程顯著性檢驗）：F=3194.4013.59，表明模型線性關系很顯著，或解釋變量農(nóng)村居民消費價格指數(shù)x1和農(nóng)村居民

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

13、民人均可支配收入每增長1元，被解釋變量人農(nóng)村居民消費水平就增加0.7215元。假設其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長1%，被解釋變量人農(nóng)村居民消費水平就減少8.007元。計量經(jīng)濟檢驗： 多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應先分析各個因素與被解釋變量之間的關系，以及因素之間的相關程度，利用COR命令進行相關系數(shù)檢驗，得相關系數(shù)矩陣為：cor y x1 x2 x3 通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量農(nóng)村居民消費水平相關，且解釋變量之間也是兩兩高度相關的。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是農(nóng)村居民消費水平的主

14、要影響因素，相關系數(shù)檢驗也表明，農(nóng)村居民可支配收入與農(nóng)村居民消費水平的相關性最強。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型Ls y c x22） 建立二元回歸模型以一元回歸模型為基礎建立二元回歸模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 3) 建立三元回歸模型Ls y c x2 x3 x1 將其余的變量逐個引入模型，估計結果列入下表（第二行為t檢驗值）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,x3)0.7277(42.

15、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)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定農(nóng)村居民消費函數(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統(tǒng)計檢驗：判定系數(shù)：R2

16、=0.9982 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。F檢驗：F=4891.113,大于臨界值4.41, 其P值0.000000也明顯小于,說明各個解釋變量對農(nóng)村居民消費水平Y有顯著影響，模型線性關系顯著T檢驗：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)對農(nóng)村居民消費水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數(shù)對農(nóng)村居民消費水平（Y）有顯著影響。計量經(jīng)濟學檢驗： 1）自相關檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=20 ,k=2時，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537因為DW統(tǒng)計量為1.0281小于dL dU所以無法判斷是否存在自相關性

17、。 偏相關系數(shù)檢驗：從上圖中可以看出，我國農(nóng)村居民消費水平函數(shù)不存在高階自相關性 作異方差的White檢驗如下表所示。檢驗知Obs*R-squared=13.81344,表明不存在異從White 檢驗知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結果為： 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，當農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元時，農(nóng)村居民消費水平隨之增加0.7277元