分析重慶市影響居民消費(fèi)的因素

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上分析影響重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素摘要刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力之一。本文在分析影響消費(fèi)的主要因素的基礎(chǔ)上,選擇人均消費(fèi)水平作為被解釋變量，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均人民幣儲(chǔ)蓄年末存款余額、人均可支配收入、商品零售價(jià)格指數(shù)作為解釋變量，建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量模型。通過(guò)EVIEWS軟件的實(shí)證分析，可以看出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出與其收入之間有著內(nèi)在的聯(lián)系，同時(shí)居民的儲(chǔ)蓄以及商品價(jià)格指數(shù)對(duì)消費(fèi)也有很大程度的影響。同時(shí)根據(jù)實(shí)證分析得出的結(jié)論對(duì)促進(jìn)重慶市居民消費(fèi)水平提高提出了一些政策建議。關(guān)鍵詞：人均居民消費(fèi) 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 可支配收入 年儲(chǔ)蓄余額 價(jià)格ABSTRACT

2、 Stimulating consumption and expanding domestic demand is one of the drivers of economic growth in China. This paper analyzes the main factors that affects the consumption, and chooses per capita consumption choice as the dependent variable, per capita GDP, per capita RMB savings deposits per year,

3、disposable income, and the retail price index as explanatory variables to establish the China's urban consumer econometric model. Through empirical analysis of EVIEWS software, we can see that the consumption expenditure of urban residents and their income has an inherent link, while savings and

4、 commodity price index residents also have a large degree influence on consumption. Meanwhile, according to the conclusions of the empirical analysis this paper puts forward some policy recommendations to promote the level of consumption in ChongqingKeywords: Per capita consumption Gross domestic pr

5、oduction Disposable income Annual savings balance Price1、 引言改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了今世人矚目的成就，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值有了較大幅度的增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)居民收入不斷增加。隨著改革的深入,政府機(jī)構(gòu)精簡(jiǎn), 行政事業(yè)單位縮編, 國(guó)有企業(yè)下崗職工增多,使人們感覺(jué)到收入的持久性受到了威脅, 與此同時(shí), 實(shí)際消費(fèi)支出負(fù)擔(dān)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了實(shí)實(shí)在在的變化, 未來(lái)的住房、醫(yī)療、子女教育費(fèi)用將大部分由個(gè)人負(fù)擔(dān)。另外，住宅價(jià)格、醫(yī)療費(fèi)價(jià)格、教育費(fèi)用上漲速度之快超過(guò)多數(shù)家庭收入增長(zhǎng)速度。消費(fèi)市場(chǎng)疲軟,這種狀況已制約了我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展。要刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需,

6、必須找出影響消費(fèi)的關(guān)鍵因素,才能對(duì)癥下藥。重慶市作為我國(guó)最年輕的一個(gè)直轄市，重慶直轄和國(guó)家實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略，有力地推動(dòng)著重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)全面進(jìn)步。一個(gè)地區(qū)的消費(fèi)情況在很大程度上反映了這個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)也不可避免的成為推動(dòng)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一項(xiàng)重要手段。因此，通過(guò)對(duì)影響重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素的分析，作出相關(guān)政策建議，刺激居民消費(fèi)從而促進(jìn)重慶市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。2、 文獻(xiàn)綜述經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于消費(fèi)理論的分析主要有絕對(duì)收入假說(shuō)、相對(duì)收入假說(shuō)和恒常收入假說(shuō)。絕對(duì)收入假說(shuō)理論的提出者是凱恩斯，他在通論中關(guān)于消費(fèi)函數(shù)的論點(diǎn)主要有：消費(fèi)支出取決于收入的絕對(duì)水平；平均消費(fèi)傾向隨著收入的增加而減少

7、，即收入越高，消費(fèi)在收入中所占的比例越?。贿呺H消費(fèi)傾向大于零而小于一"。凱恩斯談到的消費(fèi)函數(shù)是截距型：C=f(y)=a+by，其中y表示收入，a表示自主消費(fèi)， b表示引致消費(fèi)。a是同收入無(wú)關(guān)的的必須的消費(fèi)，b表示會(huì)隨著收入的增加而增加的消費(fèi)，作為邊際消費(fèi)傾向在通常情況下b的值小于1。這種建立在心理規(guī)律基礎(chǔ)之上的絕對(duì)收入假說(shuō)是以偶然的觀察為判斷的依據(jù)，凱恩斯認(rèn)為他的假說(shuō)與理性的消費(fèi)者行為是一致的。詹姆斯·杜森貝里提出了相對(duì)收入假說(shuō)，認(rèn)為人的消費(fèi)行為具有強(qiáng)烈的模仿性和追求更高生活水平的傾向，人們?cè)谙M(fèi)方面總是力圖向別人看齊，收入在長(zhǎng)期內(nèi)是不斷增長(zhǎng)的，消費(fèi)與收入的基本關(guān)系是成比例

8、的，即長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)為c=b*y。杜森貝里認(rèn)為，短期內(nèi)消費(fèi)與收入之間的關(guān)系是c=a+b*y，如果經(jīng)濟(jì)在長(zhǎng)期趨勢(shì)中穩(wěn)定地持續(xù)增長(zhǎng)，消費(fèi)支出將按一個(gè)固定的比率穩(wěn)定增長(zhǎng)，即c=b*y。但由于在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期過(guò)程中，國(guó)民收入會(huì)隨經(jīng)濟(jì)周期而相應(yīng)地出現(xiàn)大起大落，人們對(duì)消費(fèi)的態(tài)度也會(huì)變動(dòng)，消費(fèi)與收入的函數(shù)也會(huì)在長(zhǎng)期、短期和穩(wěn)定中變化。米爾頓·弗里德曼在1957年出版的消費(fèi)函數(shù)理論一書(shū)中提出了恒常收入假說(shuō)，認(rèn)為消費(fèi)與收入的基本關(guān)系是恒常消費(fèi)Cp取決于恒常收入Yp，二者之間存在著固定不變的比例關(guān)系：Cp=b*Yp。恒常收入假說(shuō)不包含與長(zhǎng)期相對(duì)應(yīng)的短期消費(fèi)函數(shù)，因?yàn)檫@一假說(shuō)中恒常收入與恒常消費(fèi)之間存在著固

9、定不變的比例關(guān)系。但現(xiàn)實(shí)收入與消費(fèi)同恒常收入與消費(fèi)并不一致，存在著暫時(shí)收入與暫時(shí)消費(fèi)，所以，可以從恒常收入消費(fèi)函數(shù)推導(dǎo)出描述現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)與收入之間關(guān)系的周期的消費(fèi)函數(shù)。即恒常收入假說(shuō)也是提供了一種能把經(jīng)驗(yàn)的短期消費(fèi)函數(shù)和經(jīng)驗(yàn)的長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)協(xié)調(diào)起來(lái)的假說(shuō)或理論。3、 理論分析及模型的構(gòu)建在現(xiàn)實(shí)生活中,影響消費(fèi)的因素很多,如收入水平、商品價(jià)格水平、利率水平、收入分配狀況、消費(fèi)者偏好、家庭財(cái)產(chǎn)狀況、消費(fèi)信貸狀況、消費(fèi)者年齡構(gòu)成、制度、風(fēng)俗習(xí)慣等等。但考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性和重慶市經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況,選擇了人均可支配收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均人民幣儲(chǔ)蓄年末存款余額、商品零售價(jià)格指數(shù)作為影響消費(fèi)的主要變量

10、。GDP 是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力,也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國(guó)家的主要標(biāo)志,一般來(lái)說(shuō),人均GDP 高的國(guó)家,表明該國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng), 人民消費(fèi)水平高, 同時(shí)在我國(guó),居民消費(fèi)是在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)過(guò)初次分配和再次分配后形成的, 由此選擇了人均GDP; 儲(chǔ)蓄是指可支配收入中未被消費(fèi)掉的部分, 兩者之間是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系, 過(guò)度儲(chǔ)蓄會(huì)直接減少市場(chǎng)上的有效需求,并在貨幣市場(chǎng)上產(chǎn)生收縮效應(yīng),使商品市場(chǎng)長(zhǎng)期低迷,可見(jiàn)儲(chǔ)蓄和消費(fèi)息息相關(guān)；根據(jù)日常觀察和統(tǒng)計(jì)研究都表明, 當(dāng)前可支配收入水平是決定一個(gè)國(guó)家消費(fèi)的核心因素 , 因此人均可支配收入的入選毫無(wú)疑問(wèn);商品的價(jià)格在很大程度上也是促成居民消費(fèi)心理的因素。

11、根據(jù)上述分析，選擇人均消費(fèi)水平（Y）作為被解釋變量，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、人均人民幣儲(chǔ)蓄年末存款余額（X2）、人均可支配收入（X3）、商品零售價(jià)格指數(shù)（X4）作為解釋變量。以重慶市2003年到2012的來(lái)源于重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2013的指標(biāo)數(shù)據(jù)（見(jiàn)表1）為樣本。表1 2002-2013年重慶市人均消費(fèi)水平、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣儲(chǔ)蓄年末存款余額、人均可支配收入及商品價(jià)格指數(shù)年元人均消費(fèi)水平（Y)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（）人均人民幣儲(chǔ)蓄年末存款余額（）人均可支配收入（）商品零售價(jià)格指數(shù)（）2003359180911896.62922.199.52004415596242189.73341.2101.420

12、054782124032545.9378398.720065417139402949.13814.2101.620076545166293228.194532.4103.720089835204903988.965443.710520098308229204908.75798.897.320109723275965839.666726.7101.7201111831.68345006990.258421.5104.7201213655.44389148361.69551.61101.59來(lái)源：重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒根據(jù)樣本數(shù)據(jù)作出被解釋變量（Y）和解釋變量、之間的散點(diǎn)圖：圖1 人均消費(fèi)水平及其影響因素

13、散點(diǎn)圖 于是得到以下一般模型：Y=a+b+c+d+其中為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；a、b、c、d為待估參數(shù)。4、 實(shí)證分析利用EVIEWS軟件，用OLS進(jìn)行初次回歸分析結(jié)果如圖2：圖2 回歸結(jié)果分析得方程如下：Y = 0.1112*- 0.1483* + 0.8632* - 4.6572* + 541.1243（0.6032） （-2.4603） （6.1044） （-1.4088） （1.4547）=0.9981 F=2591.563 DW=1.6811（1） 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)從經(jīng)濟(jì)意義上來(lái)說(shuō)居民消費(fèi)會(huì)隨著人均GDP和人均可支配收入的增加而增加,即與之呈正相關(guān);同時(shí)會(huì)隨著商品價(jià)格和儲(chǔ)蓄的增加而減少,即與之呈負(fù)

14、相關(guān)；截距項(xiàng)說(shuō)明不受其他因素影響而發(fā)生的必要消費(fèi)。各參數(shù)值意義明確，除X4不符合凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論中邊際消費(fèi)傾向在0與1之間的絕對(duì)收入假說(shuō)外，其他三個(gè)指標(biāo)大小和符號(hào)都符合實(shí)際，沒(méi)有明顯的錯(cuò)誤。（2） 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1. 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)從上面的分析結(jié)果我們可以看出可決系數(shù)=0.998，說(shuō)明模型的擬合程度非常好。2. 方程的顯著性檢驗(yàn)計(jì)算得到F=2591.563，給定顯著性水平=0.05，查F分布表，得到F的臨界值F（4，5）=5.19，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。（3） 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1.多重共性檢驗(yàn)（1）通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)，可以認(rèn)為解釋變量間存在多重共線性。首先我們要建

15、立相關(guān)系數(shù)表，如表2.表2 相關(guān)系數(shù)表從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)、之間存在高度相關(guān)性。（2）找出最簡(jiǎn)單的回歸形式 對(duì)Y和運(yùn)用最小二乘法估計(jì)得出簡(jiǎn)單的回歸模型：Y = 0.8785* + 686.4273同理分別對(duì)Y和、進(jìn)行回歸得到以下模型：Y = 0.9568* + 1686.2959Y = 0.8572*+ 136.8570Y = -156.8597* + 20532.8942比較這四個(gè)模型發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)受可支配收入的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，因此選Y = 0.8572*+ 136.8570為初始的回歸模型。（3）逐步回歸因?yàn)槟Ｐ痛嬖诙嘀毓簿€性，運(yùn)用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行修正。其主要思路就是將其他解釋變量

16、分別導(dǎo)入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程。第一步，在初始模型中引入。圖3 引入回歸結(jié)果從圖3看出模型擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)也合理，變量也通過(guò)了t檢驗(yàn)。第二步，再引入，擬合優(yōu)度仍然很高，但X1的參數(shù)不能通過(guò)檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)圖4。圖4 引入回歸結(jié)果 第三步，去掉，引入，雖然擬合優(yōu)度略有提高，但的參數(shù)未能通過(guò)t檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)圖5。圖5 引入回歸結(jié)果第四步，去掉，引入，擬合優(yōu)度仍然很高，但X4的參數(shù)還是不能通過(guò)t檢驗(yàn)。回歸結(jié)果見(jiàn)圖6。圖6 去掉，引入的回歸結(jié)果從第二、三、四步表明與是多余的變量。同樣還可以繼續(xù)驗(yàn)證，如果用與高度相關(guān)的替代，則與、間的任意線形組合，對(duì)來(lái)說(shuō)也一樣不能達(dá)到以、為解釋變量的回歸效果

17、。因此，居民消費(fèi)函數(shù)應(yīng)以Y=f（、）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：Y = -0.1135* + 0.9507* +11.26162、異方差性的檢驗(yàn)我們運(yùn)用殘差圖形分析法，來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲顔?wèn)題，見(jiàn)圖圖7 殘差圖圖7表明不隨（=1,2,3,4）的變化而變化，所以不存在異方差。3、序列相關(guān)性的檢驗(yàn) 自相關(guān)檢驗(yàn)，設(shè)定模型為:，判定時(shí)間序列是否存在自相關(guān)現(xiàn)象。采用D-W檢驗(yàn)，檢驗(yàn)U的自相關(guān)性。由Eviews軟件分析檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖8：圖8 序列自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果從圖8中看出 DW值為1.。在=0.05下查表得 =1.37 =1.10。DW>,所以不存在序列自相關(guān)。5、 結(jié)論在上述模型建立與分析的基礎(chǔ)上,結(jié)

18、合重慶市經(jīng)濟(jì)實(shí)際,提出如下刺激消費(fèi)、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策建議。(一) 提高居民收入是關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)理論和居民消費(fèi)模型都表明,要刺激消費(fèi), 最重要的是提高居民收入水平, 從而增加人們對(duì)未來(lái)的信心。(二) 建立健全社會(huì)保障制度從企業(yè)保障制度向統(tǒng)一的社會(huì)保障制度的改革,目的是為居民建立更為安全、規(guī)范、覆蓋面更廣的保障制度,特別是個(gè)人帳戶與社會(huì)統(tǒng)籌相結(jié)合的社會(huì)保障資金管理辦法可以使居民更好地解除住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)救濟(jì)等問(wèn)題的后顧之憂。(三) 擴(kuò)大社會(huì)投資在經(jīng)濟(jì)不景氣、市場(chǎng)疲軟時(shí),適度擴(kuò)大投資, 不僅直接增加對(duì)投資品的需求, 而且有部分的固定資產(chǎn)投資將轉(zhuǎn)化為消費(fèi)資金, 間接擴(kuò)大對(duì)生活消費(fèi)品的需求。(四) 培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)重慶市目前新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)主要是指住宅業(yè)、教育產(chǎn)業(yè)、信息通訊業(yè)、旅游業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、社區(qū)服務(wù)業(yè)等無(wú)污染、低能耗、低物耗、適合重慶市生存和發(fā)展的產(chǎn)業(yè)。(五) 積極開(kāi)拓農(nóng)村市場(chǎng)占人口70 %的農(nóng)村居民所擁有的市場(chǎng)潛力是不言而喻的。城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)構(gòu)成的差距在很長(zhǎng)一段時(shí)間里是根本無(wú)法消除的,這種消費(fèi)差距就蘊(yùn)育著巨大的市場(chǎng)空間。（六）合理調(diào)整市場(chǎng)利率市場(chǎng)利率的調(diào)整必須與心理預(yù)期相結(jié)合。中華民族一直崇尚節(jié)儉, 所以時(shí)間偏好率的值比較高, 導(dǎo)致以往的降息對(duì)刺激消費(fèi)的作用并不大, 只有在降息的同時(shí), 輔以其它的措施(如前所述) , 調(diào)整居民的心理預(yù)