200722026王亮 影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析

1、影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析班級(jí)：071國(guó)貿(mào)（1）班 姓名：王亮 學(xué)號(hào)：200722026摘要： 本文主要是通過(guò)計(jì)量模型對(duì)影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析揭示中國(guó)居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀及問(wèn)題，并依此提出部分政策建議。關(guān)鍵詞：持久收入 暫時(shí)收入 消費(fèi)水平 自相關(guān)性 多重共線性一 經(jīng)濟(jì)背景及研究的意義消費(fèi)是人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中的重要行為和過(guò)程，任何社會(huì)都離不開(kāi)消費(fèi)。在我國(guó)，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的確立，消費(fèi)在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要?？梢赃@樣概括的說(shuō)，消費(fèi)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的終點(diǎn)，一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目的就是為了滿足人們不斷增長(zhǎng)的消費(fèi)需求；但另一方面，消費(fèi)活動(dòng)又是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的起點(diǎn)，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。國(guó)家一

2、系列決策和尚待解決的問(wèn)題很大程度上是既源于消費(fèi)，又回歸到消費(fèi)。正因?yàn)槿绱耍芯肯M(fèi)水平對(duì)于正處于轉(zhuǎn)型期的我國(guó)經(jīng)濟(jì)有極其重要的經(jīng)濟(jì)意義。二 相關(guān)理論1凱恩斯的絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)    凱恩斯認(rèn)為,在短期內(nèi),影響個(gè)人消費(fèi)的主觀因素是比較穩(wěn)定的,消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于收入的多少,隨著收入的增加,人們的消費(fèi)也在增加,消費(fèi)是“完全可逆”的,但消費(fèi)的增長(zhǎng)低于收入的增長(zhǎng),即著名的“邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律”。在這一理論假設(shè)下,可得到如下的個(gè)人消費(fèi)函數(shù):=0+1+    其中,為第期的消費(fèi)支出,為第期的絕對(duì)收入,0表示自發(fā)性消費(fèi),0<0

3、,1為邊際消費(fèi)傾向,0<<1。2. 弗里德曼持久收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)  弗里德曼認(rèn)為,消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他現(xiàn)期收入決定的,而是由他的持久收入決定的。所謂“持久收入”是指消費(fèi)者可以預(yù)計(jì)到的長(zhǎng)期收入,即他一生中可得到的收入的平均值。弗里德曼假定,持久消費(fèi)與持久收入之間存在一個(gè)固定比例,而暫時(shí)消費(fèi)與暫時(shí)收入是不相關(guān)的,在此基礎(chǔ)上的消費(fèi)函數(shù)的形式為:=(,)+   其中,為第期的持久消費(fèi),為比例系數(shù),是持久的消費(fèi)和收入之間的邊際消費(fèi)傾向,它受到利率、非人力財(cái)產(chǎn)與持久收入的比率及其他因素的影響，為第期的持久收入,弗里德曼用實(shí)際收入的幾何級(jí)數(shù)來(lái)對(duì)其進(jìn)行測(cè)定。對(duì)

4、上式進(jìn)行考伊克變換,可得如下的消費(fèi)函數(shù)模型:=1+2-1+3莫迪利安尼的生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)  莫迪利安尼認(rèn)為,消費(fèi)者是理性的,他只是根據(jù)效用最大化原則來(lái)使用一生的收入,安排其一生的消費(fèi),使一生中的收入等于一生的消費(fèi)。因此,消費(fèi)者現(xiàn)期消費(fèi)不僅與現(xiàn)期收入有關(guān),而且與消費(fèi)者以后各期收入的期望值、開(kāi)始時(shí)的資產(chǎn)和個(gè)人年齡大小有關(guān)。消費(fèi)者一生中各期消費(fèi)支出流量的現(xiàn)值要等于一生中各期期望收入流量的現(xiàn)值,這種行為可稱作“前瞻行為”,用簡(jiǎn)單的線性模型來(lái)描述這一假設(shè)的消費(fèi)函數(shù)可得下式:=1+2+    其中,為第期消費(fèi)者所擁有的資產(chǎn)三 模型設(shè)定及檢驗(yàn)根據(jù)現(xiàn)實(shí)的經(jīng)

5、濟(jì)生活觀察和經(jīng)驗(yàn)，我們?cè)噲D引入以下變量：國(guó)民收入，通貨膨脹率，利率。國(guó)民收入是一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的來(lái)源，當(dāng)期消費(fèi)是基于上一期或是幾期的收入而發(fā)生的；通貨膨脹率則會(huì)通過(guò)影響一國(guó)居民實(shí)際購(gòu)買能力來(lái)影響實(shí)際的消費(fèi)水平；利率對(duì)消費(fèi)的影響主要是通過(guò)影響居民用于儲(chǔ)蓄的貨幣量來(lái)間接影響消費(fèi)水平。當(dāng)然除了以上的因素之外，還存在著其他的因素?zé)o法通過(guò)模型反映出來(lái)，為此，我們將其歸入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)M。即得到以下模型：1.我們?cè)O(shè)定模型為Y=aX1+bX2+cX3+M其中Y為居民消費(fèi)水平，X1,X2,X3分別為國(guó)民收入，通貨膨脹率和利率。對(duì)所有變量采用最小二乘法，得出Dependent Variable: YMethod: Le

6、ast SquaresDate: 12/19/09 Time: 15:27Sample(adjusted): 1991 2000Included observations: 10 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X10.0375980.00041790.086230.0000X2-5.7751281.853065-3.1165280.0207X33208.5581718.6201.8669390.1111C35.3303938.161820.9258050.3903R-squared0

7、.999484 Mean dependent var2226.100Adjusted R-squared0.999226 S.D. dependent var909.0991S.E. of regression25.28739 Akaike info criterion9.587664Sum squared resid3836.714 Schwarz criterion9.708698Log likelihood-43.93832 F-statistic3875.355Durbin-Watson stat2.107133 Prob(F-statistic)0.000000Y=0.0376X1-

8、5.775X2+3208.558X3+35.33 (0.000417) (1.853) (1718.62) (38.162) t=(90.086) (-3.117) (1.867) (0.926) R2=0.999484 F=3875.355 DW=2.107由回歸式可看出，判定系數(shù)高，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)顯著，模型擬合較好，且DW值表明模型不存在自相關(guān)。對(duì)模型用自回歸條件異方差模型檢驗(yàn)（ARCH檢驗(yàn)）進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在異方差。從經(jīng)濟(jì)角度看，國(guó)民收入每提高一個(gè)單位會(huì)使得居民的消費(fèi)水平提高0.0376個(gè)單位，同時(shí)，隨著通貨膨脹率上升一個(gè)百分比而下降5.775個(gè)單位，而利率每上升一個(gè)百分比會(huì)使居

9、民消費(fèi)水平上升3208.558個(gè)單位。事實(shí)上，利率上升會(huì)使得消費(fèi)水平下降，即利率與消費(fèi)水平成反向變動(dòng)，而由模型得出的結(jié)果是利率與消費(fèi)水平同向變動(dòng)，這可能是由于模型中存在多重共線性導(dǎo)致的，做相關(guān)系數(shù)矩陣得X1X2X3X11-0.5019366-0.3026271X2-0.501936610.7908368X3-0.30262710.79083681可以看出通貨膨脹率和利率存在較高的共線性。對(duì)模型中單個(gè)變量回歸后發(fā)現(xiàn)消費(fèi)水平對(duì)收入的線性關(guān)系較強(qiáng)，擬合優(yōu)度較好，即Y=0.037X1+91.587 (0.000279) (13.569)t=(132.67) (6.749)R=0.998695 F=17

10、601.34 DW=0.770463因此采用逐步回歸法將其余變量逐一引入得對(duì)X1，X2回歸得：Y=0.037X1-0.9656X2+93.659 （1） (0.00026) (1.075)t=(143.839) (-0.898)R2=0.9991 F=10989.61 DW=1.0702對(duì)X1，X3回歸得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742 (2) (0.000861) (2583.126)t=(43.213) (0.583)R2=0.997 F=1317.796 DW=0.901對(duì)比得出(1)式較好，但是存在自相關(guān)。選取(1)進(jìn)行修正Dependent Variable:

11、 BYMethod: Least SquaresDate: 12/19/09 Time: 16:19Sample(adjusted): 1981 2000Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. BX10.0374200.00041689.866400.0000BX2-0.9442601.201785-0.7857150.4428C52.2043311.949074.3689040.0004R-squared0.997996 Mean depe

12、ndent var800.4245Adjusted R-squared0.997760 S.D. dependent var630.9634S.E. of regression29.86327 Akaike info criterion9.768617Sum squared resid15160.85 Schwarz criterion9.917977Log likelihood-94.68617 F-statistic4232.393Durbin-Watson stat1.734102 Prob(F-statistic)0.000000Y=0.037X1-0.944X2+52.204 (0.

13、000416) (1.202)t=(89.866) (-0.786)R2=0.998 F=4232.393 DW=1.7342. 從城鄉(xiāng)居民收入差距看，據(jù)測(cè)算，農(nóng)村居民收入比城市居民大約落后1O年，二者平均每人年收入差距從1985年的186倍，擴(kuò)大為l990年的222倍，再擴(kuò)大為1995年的2.71倍，二者收入的絕對(duì)差距從1980年的2863元，增加到1985年的3415元，l990年的8239元，再增加到1995年的27053元；從農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的收入差距看，農(nóng)村居民內(nèi)部的最高最低人均年收入，從1985年的315倍，擴(kuò)大為l990年的443倍，再擴(kuò)大為l995年的482倍。城鎮(zhèn)居民中19

14、96年收入最高的20與收入最低的20的家庭，人均生活費(fèi)收入之比由1981年的2.3：1擴(kuò)大到4.2：l。如圖由于中國(guó)居民收入目前存在明顯的城鄉(xiāng)差別，因此對(duì)城鄉(xiāng)收入對(duì)消費(fèi)水平的影響分別分析。（1） 城鎮(zhèn)居民收入對(duì)其消費(fèi)水平的影響分析根據(jù)持久收入假定，設(shè)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平函數(shù)為：lnY1=C+b1lnX4+b2lnX5 （其中X4代表城鎮(zhèn)居民當(dāng)期收入,X5代表城鎮(zhèn)居民持久收入，是由城鎮(zhèn)居民收入三期值的移動(dòng)平均值計(jì)算出來(lái)）Dependent Variable: LY1Method: Least SquaresDate: 12/19/09 Time: 12:48Sample(adjusted): 1980

15、2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LX40.9216120.2439123.7784590.0012LX50.1024940.2432800.4213000.6780C-0.0675910.107958-0.6260830.5383R-squared0.996510 Mean dependent var7.651772Adjusted R-squared0.996161 S.D. dependent var0.994314S.E

16、. of regression0.061609 Akaike info criterion-2.614899Sum squared resid0.075914 Schwarz criterion-2.466791Log likelihood33.07134 F-statistic2855.146Durbin-Watson stat1.589603 Prob(F-statistic)0.000000LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591(0. 243912) (0.24328) (0.107958)t=(3.778459) (0.4213) (-0.626

17、083)R2=0.99651 F=2855.146 DW=1.589603由上式可知，判定系數(shù)高, F檢驗(yàn)顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相關(guān)。對(duì)比而言，當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)水平的影響比持久收入對(duì)消費(fèi)水平的影響更大。（2） 農(nóng)村居民收入對(duì)其消費(fèi)水平的影響分析 根據(jù)持久收入假定，設(shè)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平函數(shù)為：lnY2=C+b1lnX6+b2lnX7 （其中X6代表農(nóng)村居民當(dāng)期收入,X7代表農(nóng)村居民持久收入，是由農(nóng)村居民收入三期值的移動(dòng)平均值計(jì)算出來(lái)。）Dependent Variable: LY2Method: Least SquaresDate: 12/19/09 Time: 20:25Sample(

18、adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LX61.1260330.1735636.4877620.0000LX7-0.1032610.169024-0.6109250.5481C-0.2844760.091022-3.1253560.0053R-squared0.997436 Mean dependent var6.561687Adjusted R-squared0.997180 S.D. depend

19、ent var0.864957S.E. of regression0.045934 Akaike info criterion-3.202096Sum squared resid0.042199 Schwarz criterion-3.053988Log likelihood39.82410 F-statistic3890.366Durbin-Watson stat0.930944 Prob(F-statistic)0.000000LNY2=1.126033LNX6-0.103261LNX7-0.284476(0. 173563) (0.169024) (0.091022)T=(6.48776

20、2) (-0.610925) (-3.125356)R2=0.997436 F=3890.366 DW=0.930944存在自相關(guān)，修正后得Dependent Variable: LY2Sample(adjusted): 1981 2002Included observations: 22 after adjusting endpointsConvergence achieved after 13 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LX61.0508840.2221934.7295950.0002LX7-0.0158

21、820.219119-0.0724810.9430C-0.3648770.143752-2.5382330.0206AR(1)0.4662610.2037842.2880180.0345R-squared0.998197 Mean dependent var6.624410Adjusted R-squared0.997896 S.D. dependent var0.830050S.E. of regression0.038070 Akaike info criterion-3.535806Sum squared resid0.026088 Schwarz criterion-3.337434L

22、og likelihood42.89386 F-statistic3321.644Durbin-Watson stat1.457632 Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots .47LNY2=1.050884LNX6-0.015882LNX7-0.364877(0. 222193) (0.219119) (0.143752)t=(4.729595) (-0.072481) (-2.538233)R2=0.998197 F=3321.644 DW=1.564853由上式可知，判定系數(shù)高, F檢驗(yàn)顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相關(guān)。但是持久收入

23、的系數(shù)為負(fù)，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不符，經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通不過(guò)。應(yīng)刪除，得到新模型為：LNY2=0.996LNX6-0.082(1. 0129) (0.0855) t=(76.974) (-0.959) R2=0.996 F=5925.044 因此，農(nóng)村居民消費(fèi)水平實(shí)際上主要是受到暫時(shí)收入的影響。這是由于對(duì)于農(nóng)民而言，未來(lái)收入具有不確定性，且其收入水平較低，很難有多余的收入用于儲(chǔ)蓄。（3） 總結(jié) 回歸結(jié)果表明:城鄉(xiāng)居民消費(fèi)對(duì)暫時(shí)收入的敏感性較強(qiáng), 暫時(shí)收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.921612 ,遠(yuǎn)高于持久性收入對(duì)居民消費(fèi)的彈性系數(shù)0.102494。持久收入與暫時(shí)收入相比,城鄉(xiāng)居民的當(dāng)期消費(fèi)主要

24、取決于暫時(shí)收入的變化.四 政策建議1調(diào)整收入分配政策，改善分配結(jié)構(gòu)，以達(dá)到增加消費(fèi)的目的。從城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的回歸模型：LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591 農(nóng)村居民消費(fèi)水平的回歸模型：LNY2=0.996LNX6-0.082 可以看出農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向明顯大于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向，如果能夠改變當(dāng)前的農(nóng)村和城鎮(zhèn)的收入分配結(jié)構(gòu)，農(nóng)民手中的錢多了，農(nóng)民就會(huì)增大消費(fèi)量，從而提高居民的整個(gè)消費(fèi)水平。2 從長(zhǎng)期來(lái)看，通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)國(guó)民收入總體水平的提高。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，國(guó)民收入每提高一個(gè)單位會(huì)使得

25、居民的消費(fèi)水平提高0.037個(gè)單位，因此通過(guò)國(guó)民收入的增長(zhǎng)帶動(dòng)消費(fèi)水平的提高。3 配合適當(dāng)?shù)恼?，穩(wěn)定物價(jià)。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，通貨膨脹率會(huì)影響到居民收入的實(shí)際購(gòu)買力。在國(guó)民收入水平既定的情況下，降低通貨膨脹率可以提高居民的實(shí)際消費(fèi)能力；如果國(guó)民收入水平提高，而通貨膨脹率增長(zhǎng)率高于國(guó)民收入水平的增長(zhǎng)率，居民的實(shí)際消費(fèi)能力還會(huì)下降。因此要控制通貨膨脹率，穩(wěn)定物價(jià)，對(duì)穩(wěn)定和提高居民消費(fèi)水平具有重要意義。4 增進(jìn)社會(huì)福利，改善人們對(duì)未來(lái)的生存狀況預(yù)期，進(jìn)而增加現(xiàn)期消費(fèi)。采用政策改善社會(huì)收入分配結(jié)構(gòu)，就可以增進(jìn)社會(huì)福利，尤其是農(nóng)村居民的福利，

26、進(jìn)而改變?nèi)藗儗?duì)未來(lái)生存狀況的預(yù)期，就會(huì)使收入中用于防范未來(lái)不確定性的那部分減少，從而提高用于現(xiàn)期消費(fèi)的那部分。如現(xiàn)在的農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)，在很大程度上提高了農(nóng)村居民的福利。家電下鄉(xiāng)等優(yōu)惠活動(dòng)也大大提高了農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。參考資料：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程 趙衛(wèi)亞 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社高級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué) 戴維 羅默 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué) 尹世杰 高等教育出版社 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為變異與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)袁志剛 宋錚我國(guó)農(nóng)戶消費(fèi)傾向偏低的原因劉建國(guó)（1999）附：數(shù)據(jù)時(shí)間總消費(fèi)水平Y(jié)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié)1農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)2國(guó)民收入X1城鎮(zhèn)居民國(guó)民收入X4農(nóng)村居民國(guó)民收入X6通貨膨脹率X2利率X319781844051383624.1343.4133.619792074341584038.2387160.17198023649617845