分析重慶市影響居民消費的因素

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)居民消費的因素摘要刺激消費、擴大內(nèi)需是推動我國經(jīng)濟增長的動力之一。本文在分析影響消費的主要因素的基礎(chǔ)上,選擇人均消費水平作為被解釋變量，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均人民幣儲蓄年末存款余額、人均可支配收入、商品零售價格指數(shù)作為解釋變量，建立我國城鎮(zhèn)居民消費計量模型。通過EVIEWS軟件的實證分析，可以看出城鎮(zhèn)居民的消費性支出與其收入之間有著內(nèi)在的聯(lián)系，同時居民的儲蓄以及商品價格指數(shù)對消費也有很大程度的影響。同時根據(jù)實證分析得出的結(jié)論對促進重慶市居民消費水平提高提出了一些政策建議。關(guān)鍵詞：人均居民消費 國內(nèi)生產(chǎn)總值 可支配收入 年儲蓄余額 價格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、 引言改革開放以來，我國經(jīng)濟建設(shè)取得了今世人矚目的成就，國內(nèi)生產(chǎn)總值有了較大幅度的增長，城鄉(xiāng)居民收入不斷增加。隨著改革的深入,政府機構(gòu)精簡, 行政事業(yè)單位縮編, 國有企業(yè)下崗職工增多,使人們感覺到收入的持久性受到了威脅, 與此同時, 實際消費支出負擔結(jié)構(gòu)也發(fā)生了實實在在的變化, 未來的住房、醫(yī)療、子女教育費用將大部分由個人負擔。另外，住宅價格、醫(yī)療費價格、教育費用上漲速度之快超過多數(shù)家庭收入增長速度。消費市場疲軟,這種狀況已制約了我國經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展。要刺激消費、擴大內(nèi)需,

6、必須找出影響消費的關(guān)鍵因素,才能對癥下藥。重慶市作為我國最年輕的一個直轄市，重慶直轄和國家實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，有力地推動著重慶經(jīng)濟發(fā)展和社會全面進步。一個地區(qū)的消費情況在很大程度上反映了這個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，擴大城鎮(zhèn)居民的消費也不可避免的成為推動重慶經(jīng)濟增長的一項重要手段。因此，通過對影響重慶市城鎮(zhèn)居民消費的因素的分析，作出相關(guān)政策建議，刺激居民消費從而促進重慶市的經(jīng)濟增長。2、 文獻綜述經(jīng)濟學(xué)中關(guān)于消費理論的分析主要有絕對收入假說、相對收入假說和恒常收入假說。絕對收入假說理論的提出者是凱恩斯，他在通論中關(guān)于消費函數(shù)的論點主要有：消費支出取決于收入的絕對水平；平均消費傾向隨著收入的增加而減少

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

8、的，即長期消費函數(shù)為c=b*y。杜森貝里認為，短期內(nèi)消費與收入之間的關(guān)系是c=a+b*y，如果經(jīng)濟在長期趨勢中穩(wěn)定地持續(xù)增長，消費支出將按一個固定的比率穩(wěn)定增長，即c=b*y。但由于在經(jīng)濟增長的長期過程中，國民收入會隨經(jīng)濟周期而相應(yīng)地出現(xiàn)大起大落，人們對消費的態(tài)度也會變動，消費與收入的函數(shù)也會在長期、短期和穩(wěn)定中變化。米爾頓·弗里德曼在1957年出版的消費函數(shù)理論一書中提出了恒常收入假說，認為消費與收入的基本關(guān)系是恒常消費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。恒常收入假說不包含與長期相對應(yīng)的短期消費函數(shù)，因為這一假說中恒常收入與恒常消費之間存在著固

9、定不變的比例關(guān)系。但現(xiàn)實收入與消費同恒常收入與消費并不一致，存在著暫時收入與暫時消費，所以，可以從恒常收入消費函數(shù)推導(dǎo)出描述現(xiàn)實的消費與收入之間關(guān)系的周期的消費函數(shù)。即恒常收入假說也是提供了一種能把經(jīng)驗的短期消費函數(shù)和經(jīng)驗的長期消費函數(shù)協(xié)調(diào)起來的假說或理論。3、 理論分析及模型的構(gòu)建在現(xiàn)實生活中,影響消費的因素很多,如收入水平、商品價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費者偏好、家庭財產(chǎn)狀況、消費信貸狀況、消費者年齡構(gòu)成、制度、風俗習(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)濟的實際情況,選擇了人均可支配收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均人民幣儲蓄年末存款余額、商品零售價格指數(shù)作為影響消費的主要變量

10、。GDP 是衡量一個國家經(jīng)濟實力,也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標志,一般來說,人均GDP 高的國家,表明該國經(jīng)濟實力強, 人民消費水平高, 同時在我國,居民消費是在國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)過初次分配和再次分配后形成的, 由此選擇了人均GDP; 儲蓄是指可支配收入中未被消費掉的部分, 兩者之間是此消彼長的關(guān)系, 過度儲蓄會直接減少市場上的有效需求,并在貨幣市場上產(chǎn)生收縮效應(yīng),使商品市場長期低迷,可見儲蓄和消費息息相關(guān)；根據(jù)日常觀察和統(tǒng)計研究都表明, 當前可支配收入水平是決定一個國家消費的核心因素 , 因此人均可支配收入的入選毫無疑問;商品的價格在很大程度上也是促成居民消費心理的因素。

11、根據(jù)上述分析，選擇人均消費水平（Y）作為被解釋變量，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、人均人民幣儲蓄年末存款余額（X2）、人均可支配收入（X3）、商品零售價格指數(shù)（X4）作為解釋變量。以重慶市2003年到2012的來源于重慶統(tǒng)計年鑒2013的指標數(shù)據(jù)（見表1）為樣本。表1 2002-2013年重慶市人均消費水平、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣儲蓄年末存款余額、人均可支配收入及商品價格指數(shù)年元人均消費水平（Y)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（）人均人民幣儲蓄年末存款余額（）人均可支配收入（）商品零售價格指數(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來源：重慶市統(tǒng)計年鑒根據(jù)樣本數(shù)據(jù)作出被解釋變量（Y）和解釋變量、之間的散點圖：圖1 人均消費水平及其影響因素

13、散點圖 于是得到以下一般模型：Y=a+b+c+d+其中為隨機擾動項；a、b、c、d為待估參數(shù)。4、 實證分析利用EVIEWS軟件，用OLS進行初次回歸分析結(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)濟意義檢驗從經(jīng)濟意義上來說居民消費會隨著人均GDP和人均可支配收入的增加而增加,即與之呈正相關(guān);同時會隨著商品價格和儲蓄的增加而減少,即與之呈負

14、相關(guān)；截距項說明不受其他因素影響而發(fā)生的必要消費。各參數(shù)值意義明確，除X4不符合凱恩斯經(jīng)濟理論中邊際消費傾向在0與1之間的絕對收入假說外，其他三個指標大小和符號都符合實際，沒有明顯的錯誤。（2） 統(tǒng)計檢驗1. 擬合優(yōu)度檢驗從上面的分析結(jié)果我們可以看出可決系數(shù)=0.998，說明模型的擬合程度非常好。2. 方程的顯著性檢驗計算得到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） 計量經(jīng)濟學(xué)檢驗1.多重共性檢驗（1）通過經(jīng)濟意義的檢驗和統(tǒng)計推斷的檢驗，可以認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）找出最簡單的回歸形式 對Y和運用最小二乘法估計得出簡單的回歸模型：Y = 0.8785* + 686.4273同理分別對Y和、進行回歸得到以下模型：Y = 0.9568* + 1686.2959Y = 0.8572*+ 136.8570Y = -156.8597* + 20532.8942比較這四個模型發(fā)現(xiàn)，居民消費受可支配收入的影響最大，與經(jīng)驗相符，因此選Y = 0.8572*+ 136.8570為初始的回歸模型。（3）逐步回歸因為模型存在多重共線性，運用逐步回歸法對模型進行修正。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)符號也合理，變量也通過了t檢驗。第二步，再引入，擬合優(yōu)度仍然很高，但X1的參數(shù)不能通過檢驗，結(jié)果見圖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t檢驗。結(jié)果見圖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t檢驗?；貧w結(jié)果見圖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)驗證，如果用與高度相關(guān)的替代，則與、間的任意線形組合，對來說也一樣不能達到以、為解釋變量的回歸效果

17、。因此，居民消費函數(shù)應(yīng)以Y=f（、）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：Y = -0.1135* + 0.9507* +11.26162、異方差性的檢驗我們運用殘差圖形分析法，來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲顔栴}，見圖圖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 自相關(guān)檢驗，設(shè)定模型為:，判定時間序列是否存在自相關(guān)現(xiàn)象。采用D-W檢驗，檢驗U的自相關(guān)性。由Eviews軟件分析檢驗結(jié)果見圖8：圖8 序列自相關(guān)檢驗結(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)濟實際,提出如下刺激消費、推動經(jīng)濟增長的政策建議。(一) 提高居民收入是關(guān)鍵經(jīng)濟理論和居民消費模型都表明,要刺激消費, 最重要的是提高居民收入水平, 從而增加人們對未來的信心。(二) 建立健全社會保障制度從企業(yè)保障制度向統(tǒng)一的社會保障制度的改革,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,特別是個人帳戶與社會統(tǒng)籌相結(jié)合的社會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)救濟等問題的后顧之憂。(三) 擴大社會投資在經(jīng)濟不景氣、市場疲軟時,適度擴大投資, 不僅直接增加對投資品的需求, 而且有部分的固定資產(chǎn)投資將轉(zhuǎn)化為消費資金, 間接擴大對生活消費品的需求。(四) 培育新的經(jīng)濟增長點重慶市目前新的經(jīng)濟增長點主要是指住宅業(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) 積極開拓農(nóng)村市場占人口70 %的農(nóng)村居民所擁有的市場潛力是不言而喻的。城鄉(xiāng)居民的消費水平和消費構(gòu)成的差距在很長一段時間里是根本無法消除的,這種消費差距就蘊育著巨大的市場空間。（六）合理調(diào)整市場利率市場利率的調(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, 所以時間偏好率的值比較高, 導(dǎo)致以往的降息對刺激消費的作用并不大, 只有在降息的同時, 輔以其它的措施(如前所述) , 調(diào)整居民的心理預(yù)