我國城市居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析

1、我國城市居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析一、研究背景改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，城鄉(xiāng)居民生活狀況發(fā)生了巨大的變化，人民生活水平顯著提高。消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)的重要因素。居民消費(fèi)水平對(duì)一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的影響，因而，擴(kuò)大居民消費(fèi)需求是目前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要任務(wù)。本文從實(shí)證的角度分析了近幾年影響我國城市居民消費(fèi)水平的幾個(gè)主要因素。二、理論分析城市居民消費(fèi)水平受諸多因素的影響，本文主要從城市居民人均可支配收入、稅收、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民儲(chǔ)蓄總額和城市居民上年消費(fèi)水平這幾個(gè)方面，選取1995年至2013年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)Eviews軟件分析以上因素對(duì)城市居民消費(fèi)水平的具體影響。居民的可支配

2、收入直接影響其消費(fèi)能力，在其他條件不變的情況下，可支配收入的增加會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的提高。因此，預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與城市居民可支配收入成正相關(guān)。對(duì)于稅收，在同等條件下，稅收的增加可以導(dǎo)致消費(fèi)水平的降低。因此，預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與稅收成負(fù)相關(guān)。國民生產(chǎn)總值，即GDP的增長可以帶動(dòng)消費(fèi)水平的提高。因此，預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與GDP成正相關(guān)。居民儲(chǔ)蓄總額是居民可支配收入除去消費(fèi)支出的部分，因而在可支配收入一定的情況下，儲(chǔ)蓄總額的增加會(huì)降低消費(fèi)支出。因此，預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與居民儲(chǔ)蓄總額成負(fù)相關(guān)。城市居民上年消費(fèi)水平。般來說，城市居民的消費(fèi)水平具有連續(xù)性，上一年的消費(fèi)水平會(huì)對(duì)下一年產(chǎn)生影響。下表

3、是從中國統(tǒng)計(jì)年鑒選取的具體數(shù)據(jù)。三、模型假定用Y表示城市居民消費(fèi)水平，X1、X2、X3、X4、X5依次表示城市居民人均可支配收入、稅收、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民儲(chǔ)蓄總額、城市居民上一年消費(fèi)水平。利用Eviews分別對(duì)各解散變量同被解釋變量做散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：城市居民可支配收入與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖稅收與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖GDP與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖居民儲(chǔ)蓄總量與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖上年消費(fèi)水平與城市消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖從圖中可以看出，被解釋變量Y與各個(gè)解釋變量之間都存在比較好的線性關(guān)系，初步假設(shè)城市居民消費(fèi)水平的基本模型為：Y=0+1×X1+2×X2+3×

4、X3+4×X4+5×X5四、對(duì)模型的回歸分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)用Eviews軟件對(duì)被解釋變量與這五個(gè)解釋變量做初步回歸，所得結(jié)果如下：取顯著水平=0.05，從圖中可以看出，部分解釋變量的系數(shù)違背了經(jīng)濟(jì)意義，且不是所有的解釋變量都能通過顯著性檢驗(yàn)。從可決系數(shù)R-squared和F統(tǒng)計(jì)量值可以看出，模型整體的顯著性較好，因此可以初步判定模型存在多重共線性。1、 多重共線性的檢驗(yàn)與修正用Eviews計(jì)算出解釋變量間的相關(guān)系數(shù)，如下：從圖中的數(shù)據(jù)可以看出存在多重共線性，因此，用逐步回歸法修正模型的多重共線性。 運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義選出擬合效果最

5、好的一元線性回歸方程。結(jié)果如下：解釋變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計(jì)值0.7837420.1650250.0339630.0430701.117007T統(tǒng)計(jì)量103.913889.61535111.149975.2480566.93355擬合優(yōu)度0.9984280.9978880.9986260.9970070.996220加入X3的方程R2最大，以X3為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。解釋變量X1X2X3X4X5R2X3、X10.361523（3.209232）0.018318（3.752794）0.999164X3、X20.039654（1.007189）0.025811（3.186640

6、）0.998708X3、X40.022187（7.015859）0.014986（3.733830）0.999266X3、X50.021777（14.61582）0.402999（8.214024）0.999737經(jīng)比較，新加入的X5方程R2=0.999737，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，選擇保留X5，再加入其他新變量逐步回歸。解釋變量X1X2X3X4X5R2X3 X5 X10.088802（1.152415）0.019149（7.051400）0.362813（6.068210）0.999758X3 X5 X20.016428（0.906900）0.018622（4.916145）0.

7、395652（7.913444）0.999750X3 X5 X40.021844（11.16177）-0.000213（-0.055453）0.406320（5.179308）0.999737在X3、X5的基礎(chǔ)上加入X1或X2后的方程R2均增大，但是X1、X2的t檢驗(yàn)不通過。因此剔除X1、X2、X4 。最后修正多重共線性影響的模型為：Y=0+1×X3+3×X5其回歸結(jié)果為：2、 異方差性檢驗(yàn)圖示法：從上圖可看出，殘差隨Y的變動(dòng)趨勢不明顯，不規(guī)律，所以，該模型可能不存在異方差。是否存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。White檢驗(yàn)：nR2=9.595539,由White檢驗(yàn)知，

8、在顯著水平=0.05下，查2分布表，得臨界值2 0.05 (2)=5.99。 因?yàn)閚R2=5.2439<5.99，所以拒絕備擇假設(shè)，接受“不存在異方差性”的原假設(shè)，表明模型不存在異方差性。3、 序列相關(guān)性檢驗(yàn)D.W值為2.029243，初步判定不存在自相性。LM檢驗(yàn)：可見不存在一階自相關(guān)，因此不存在自相關(guān)性。綜上所述，最終的回歸方程為；Y= 2006.129+ 0.021777X3+ 0.402999X5 t值為(12.78591) （14.61582） （8.214024）R2 =0.999737 F=30365.59從模型中可以看出，城市居民消費(fèi)水平與國內(nèi)生產(chǎn)總值和上年消費(fèi)水平成正相

9、關(guān)，這符合一般的經(jīng)濟(jì)意義。在其他條件不變的情況下，GDP每增加一億元，城市居民消費(fèi)水平上升0.02元，上一年消費(fèi)每增加一元，第二年城市居民消費(fèi)水平上升0.4元。模型的不足：實(shí)際中，影響城市居民消費(fèi)水平的因素還有很多，比如城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、商品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)、國家對(duì)居民消費(fèi)的補(bǔ)貼、財(cái)政支出等等，由于能力的局限性，本文沒有一一舉出，對(duì)模型的偏誤可能產(chǎn)生了一些影響。五、結(jié)果分析與政策建議本文建立的模型能客觀反映我國目前城市居民消費(fèi)水平狀況。從本文的實(shí)證分析中可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值的多少與上年消費(fèi)水平的高低是兩個(gè)影響城市居民消費(fèi)水平的重要因素。因此，要刺激居民的消費(fèi)需求，就要不斷的促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長，只有國民經(jīng)濟(jì)能持續(xù)的增長，人們的消費(fèi)水平才能提高，而消費(fèi)水平的不斷提高，又反過來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長。正因?yàn)槿绱?，國家必須采取一切可行的方法促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，只有這