影響居民消費水平的主要因素分析

1、影響居民消費水平的主要因素分析經(jīng)濟背景及研究的意義通過對影響居民消費水平的主要因素分析揭示中國居民消費水平的現(xiàn)狀及問題，消費是人類社會經(jīng)濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的確立，消費在全民經(jīng)濟生活中的作用更顯重要?？梢赃@樣概括的說，消費活動是經(jīng)濟活動的終點，一切經(jīng)濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經(jīng)濟活動的起點，是拉動經(jīng)濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。正因為如此，研究消費水平對于正處于轉(zhuǎn)型期的我國經(jīng)濟有極其重要的經(jīng)濟意義。城鎮(zhèn)居民消費水平農(nóng)村居民消費水平國民收入

2、城鎮(zhèn)居民國民收入農(nóng)村居民國通貨膨脹率利率時間總消費水平Y(jié)Y1Y2X1X4民收入X6X2X319781844051383624.1343.4133.619792074341584038.2387160.1719802364961784517.8477.6191.3619812625621994860.3491.9223.442.419822845762215301.8526.6270.111.919833116032465957.4564309.771.519843276622837206.7651.2355.332.819854378023478989.1739.1397.68.8198648

3、580537610201.4899.6423.7661987550108941711954.51002.2462.557.31988693143150814922.31181.4544.9418.51989762156855316917.81375.7601.517.81990803168657118598.41510.2686.32.11991896192562121662.51700.6708.62.90.018919921070235671826651.92026.67845.40.01819931331302785534560.52577.4921.613.20.02541994174

4、638911118466703496.24122121.70.0315199522364874143457494.942831577.7414.80.0315199626415430176866850.54838.91926.16.10.0303199728345796187673142.75160.32090.10.80.0266199829726217189576967.25425.12162-2.60.0158199931386796192780579.458542210-30.011820003397740220378825462802253.42-1.50.0099200136097

5、761215695727.96859.62366.40.00992002379179722259103553.67702.82475.630.0072數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒模型設定及檢驗根據(jù)現(xiàn)實的經(jīng)濟生活觀察和經(jīng)驗，我們試圖引入以下變量：國民收入，通貨膨脹率，利率。國民收入是一切經(jīng)濟活動的來源，當期消費是基于上一期或是幾期的收入而發(fā)生的；通貨膨脹率則會通過影響一國居民實際購買能力來影響實際的消費水平；利率對消費的影響主要是通過影響居民用于儲蓄的貨幣量來間接影響消費水平。當然除了以上的因素之外，還存在著其他的因素無法通過模型反映出來，為此，我們將其歸入隨機擾動項M。即得到以下模型：1.我們設定模

6、型為Y=aX1+bX2+cX3+u其中Y為居民消費水平，兀兀分別為國民收入，通貨膨脹率和利率。對所有變量采用最小二乘法，得出DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/23/04Time:15:27Sample(adjusted):19912000Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.X10.0375980.00041790.086230.0000X2-5.7751281.853065-3.1165280.

7、0207X33208.5581718.6201.8669390.1111C35.3303938.161820.9258050.3903R-squared0.999484Meandependentvar2226.100AdjustedR-squared0.999226S.D.dependentvar909.0991S.E.ofregression25.28739Akaikeinfocriterion9.587664Sumsquaredresid3836.714Schwarzcriterion9.708698Loglikelihood-43.93832F-statistic3875.355Durb

8、in-Watsonstat2.107133Prob(F-statistic)0.000000Y=0.0376X1-5.775X2+3208.558X3+35.33(0.000417)(1.853)(1718.62)(38.162)t=(90.086)(-3.117)(1.867)(0.926)R2=0.999484F=3875.355DW=2.107由回歸式可看出，可決系數(shù)高，t檢驗和F檢驗顯著，模型擬合較好，且DW值表明模型不存在自相關。對模型用ARCH檢驗進行異方差檢驗，發(fā)現(xiàn)不存在異方差。從經(jīng)濟角度看，(1)國民收入每提高一個單位會使得居民的消費水平提高0.0376個單位，(2)隨著通貨膨

9、脹率上升一個百分比而下降5.775個單位，(3)利率每上升一個百分比會使居民消費水平上升3208.558個單位。事實上，利率上升會使得消費水平下降，即利率與消費水平成反向變動，而由模型得出的結(jié)果是利率與消費水平同向變動，這可能是由于模型中存在多重共線性導致的，做相關系數(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。對模型中單個變量回歸后發(fā)現(xiàn)消費水平對收入的線性關系較強，擬合度較好，即Y=0.037X1+91.587(0.000279)(13.569

10、)t=(132.67)(6.749)R=0.998695F=17601.34DW=0.770463因此采用逐步回歸法將其余變量逐一引入得對X1，X2回歸得：Y=0.037X-0.9656X+93.659(1)1212(0.00026)(1.075)t=(143.839)(-0.898)R2=0.9991F=10989.61DW=1.0702對X1，X3回歸得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742(2)(0.000861)(2583.126)t=(43.213)(0.583)R2=0.997F=1317.796DW=0.901對比得出(1)式較好，但是存在自相關。選取(1)進行

11、修正DependentVariable:BYMethod:LeastSquaresDate:12/23/04Time:16:19Sample(adjusted):19812000Ineludedobservations:20afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.BX10.0374200.00041689.866400.0000BX2-0.9442601.201785-0.7857150.4428C52.2043311.949074.3689040.0004R-squared0.997996Meand

12、ependentvar800.4245AdjustedR-squared0.997760S.D.dependentvar630.9634S.E.ofregression29.86327Akaikeinfocriterion9.768617Sumsquaredresid15160.85Schwarzcriterion9.917977Loglikelihood-94.68617F-statistic4232.393Durbin-Watsonstat_1.734102_Prob(F-statistic)_0.000000得：Y=0.037X1-0.944X2+52.204(0.000416)(1.2

13、02)t=(89.866)(-0.786)R2=0.998F=4232.393DW=1.7342.從城鄉(xiāng)居民收入差距看，據(jù)測算，農(nóng)村居民收入比城市居民大約落后10年,二者平均每人年收入差距從1985年的1.86倍，擴大為1990年的2.22倍，再擴大為1995年的2.71倍，二者收入的絕對差距從1980年的2863元，增加到1985年的341.5元，1990年的823.9元，再增加到1995年的2705.3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3.15倍，擴大為1990年的4.43倍，再擴大為1995年的4.82倍。城鎮(zhèn)居民中1996年收入最高的

14、20與收入最低的20的家庭，人均生活費收入之比由1981年的2.3：1擴大到4.2：1。如圖城鄉(xiāng)居民收入圖10000入收民居40農(nóng)村居民收入城鎮(zhèn)居民收入oOoOoO86城鄉(xiāng)居民收入圖10000入收民居40農(nóng)村居民收入城鎮(zhèn)居民收入oOoOoO86OOoOOO261份01年OAZ由于中國居民收入目前存在明顯的城鄉(xiāng)差別，因此對城鄉(xiāng)收入對消費水平的影響分別分析。1.城鎮(zhèn)居民收入對其消費水平的影響分析根據(jù)持久收入假定，設城鎮(zhèn)消費水平函數(shù)為：1nY1=C+b11nX4+b21nX5(其中x4代表城鎮(zhèn)居民當期收入,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平均值計算出來)DependentVar

15、iable:LY1Method:LeastSquaresDate:12/22/04Time:12:48Sample(adjusted):19802002Includedobservations:23afteradjustingendpointsLX40.9216120.2439123.7784590.0012LX50.1024940.2432800.4213000.6780C-0.0675910.107958-0.6260830.5383CoefficientStd.Errort-StatisticProb.R-squared0.996510Meandependentvar7.651772Ad

16、justedR-squared0.996161S.D.dependentvar0.994314S.E.ofregression0.061609Akaikeinfoeriterion-2.614899Sumsquaredresid0.075914Sehwarzeriterion-2.466791Loglikelihood33.07134F-statistie2855.146Durbin-Watsonstat1.589603Prob(F-statistic)0.000000VariableLNY=0.921612LNX+0.102494LNX-0.067591Variable145(0.24391

17、2)(0.24328)(0.107958)t=(3.778459)(0.4213)(-0.626083)R2=0.99651F=2855.146DW=1.589603由上式可知，可決系數(shù)高,F檢驗顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相關。對比而言，當期收入對消費水平的影響比持久收入對消費水平的影響更大。2.農(nóng)村居民收入對其消費水平的影響分析根據(jù)持久收入假定，設城鎮(zhèn)消費水平函數(shù)為：lnY2=C+bilnX6+b2lnX7（其中X6代表農(nóng)村居民當期收入,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平均值計算出來。）DependentVariable:LY2Method:LeastSqu

18、aresDate:12/22/04Time:20:25Sample(adjusted):19802002Ineludedobservations:23afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.LX61.1260330.1735636.4877620.0000LX7-0.1032610.169024-0.6109250.5481C-0.2844760.091022-3.1253560.0053R-squared0.997436Meandependentvar6.561687AdjustedR-square

19、d0.997180S.D.dependentvar0.864957S.E.ofregression0.045934Akaikeinfocriterion-3.202096Sumsquaredresid0.042199Schwarzcriterion-3.053988Loglikelihood39.82410F-statistic3890.366Durbin-Watsonstat0.930944Prob(F-statistic)0.000000LNY=1.126033LNX-0.103261LNX-0.284476267(0.173563)(0.169024)(0.091022)T=(6.487

20、762)(-0.610925)(-3.125356)R2=0.997436F=3890.366DW=0.930944存在自相關，修正后得DependentVariable:LY2Sample(adjusted):19812002Includedobservations:22afteradjustingendpointsConvergeneeachievedafter13iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.LX61.0508840.2221934.7295950.0002LX7-0.0158820.219119-0.0724

21、810.9430C-0.3648770.143752-2.5382330.0206AR0.4662610.2037842.2880180.0345R-squared0.998197Meandependentvar6.624410AdjustedR-squared0.997896S.D.dependentvar0.830050S.E.ofregression0.038070Akaikeinfocriterion-3.535806Sumsquaredresid0.026088Schwarzcriterion-3.337434Loglikelihood42.89386F-statistic3321.

22、644Durbin-Watsonstat1.457632Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots.47LNY=1.050884LNX-0.015882LNX-0.364877267(0.222193)(0.219119)(0.143752)t=(4.729595)(-0.072481)(-2.538233)R2=0.998197F=3321.644DW=1.564853由上式可知，可決系數(shù)高,F檢驗顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相關。但是持久收入的系數(shù)為負，與實際經(jīng)濟意義不符。應刪除，得到新模型為：LNY=0.996LNX-0.08226(1.0

23、129)(0.0855)t=(76.974)(-0.959)R2=0.996F=5925.044因此，農(nóng)村居民消費水平實際上主要是受到暫時收入的影響。這是由于對于農(nóng)民而言，未來收入具有不確定性，且其收入水平較低，很難有多余的收入用于儲蓄?；貧w結(jié)果表明:城鄉(xiāng)居民消費對暫時收入的敏感性較強,暫時收入對城鎮(zhèn)居民消費的彈性系數(shù)為0.921612,遠高于持久性收入對居民消費的彈性系數(shù)0.102494。持久收入與暫時收入相比,城鄉(xiāng)居民的當期消費主要取決于暫時收入的變化.下面采用局部調(diào)整自適應模型對中國的國民收入回歸得出的結(jié)果可以進一步證明：DependentVariable:YMethod:LeastSq

24、uaresDate:12/22/04Time:13:38Sample(adjusted):19802002Includedobservations:23afteradjustingendpointsHSample(adjusted):19802002Includedobservations:23afteradjustingendpointsVariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.X10.0259010.0030618.4601870.0000Y(-1)0.6078680.1606133.7846650.0013Y(-2)-0.3147280.09

25、7042-3.2432050.0043C75.9344713.264775.7245240.0000R-squared0.999248Meandependentvar1513.522AdjustedR-squared0.999129S.D.dependentvar1253.101S.E.ofregression36.98219Akaikeinfoeriterion10.21552Sumsquaredresid25985.96Sehwarzeriterion10.41300Loglikelihood-113.4785F-statistie8413.207Durbin-Watsonstat1.325993Prob(F-statistie)0.0000002.53538h(0.05)=1.96,存在自相關，修正De