《中國居民消費水平計量經(jīng)濟學(xué)模型》論文

中國居民消費水平計量經(jīng)濟學(xué)模型摘要：消費作為社會再生產(chǎn)的終點和起點，對于實現(xiàn)社會再生產(chǎn)的良性循環(huán)促進國民經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展具有決定性作用。要刺激消費、擴大內(nèi)需，必須找出影響居民消費水平的關(guān)鍵因素，才能對癥下藥。就我國近階段消費方面出現(xiàn)的一些情況，利用1985年至2009年得相關(guān)數(shù)據(jù)對我國消費的影響因素進行實證分析。先通過相關(guān)的背景理論提出問題；搜集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，繼而對計量模型進行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。本文主要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，并以此提出對策。關(guān)鍵詞：居民消費水平居民可支配收入恩格爾系數(shù)消費物價指數(shù)一、文獻綜述宏觀經(jīng)濟學(xué)中對居民消費行為的研究主要傳統(tǒng)理論有凱恩斯的絕對收入假說，杜森貝利相對收入假說，莫迪里安尼的生命周期假說等。這些消費理論從不同角度論證了收入對消費的影響。我贊同收入的確是影響消費水平的最重要因素這個觀點，但是其他因素（比如物價水平、收入分配的公平性、利率、人口結(jié)構(gòu)等）也從不同的方面影響著居民消費水平。陳長華（湖南，2004）對我國城鎮(zhèn)居民消費計量模型的建立與分析，也采用了計量經(jīng)濟學(xué)方法來探討決定城鎮(zhèn)居民消費的關(guān)鍵因素。他的指標(biāo)選擇是人均消費人均國內(nèi)生產(chǎn)總值人均可支配收入人均儲蓄前期消費。他的不足之處在于沒有考慮除了收入以外的其他因素對居民消費的影響。當(dāng)今社會影響消費的不確定因素很多，雖然不可否認(rèn)收入確實是影響消費的最重要因素，但是，僅僅用收入和儲蓄作為變量，是否能夠很好地擬合現(xiàn)實中的消費函數(shù)值得懷疑。劉麗秋（西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，2008）在影響居民消費水平相關(guān)因素的計量分析一文中結(jié)合居民消費水平的影響因素和國務(wù)院所確定的十項措施列出了六個相關(guān)因素(國內(nèi)生產(chǎn)總值、職工平均工資指數(shù)、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)、普通中學(xué)及高等學(xué)校在校生數(shù)、衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、基本設(shè)施鐵路公路貨運量)進行計量分析,但是她的結(jié)論中Y=27.12140495+0.030929053023X1+0.0014535692853X5+0.85006329843X3（X1——國內(nèi)生產(chǎn)總值X3——城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)X5——衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)）X1——國內(nèi)生產(chǎn)總值系數(shù)為0.030929053023，明顯比實際偏小。而且夸大了價格因素的作用。與理論和實際不符合。國內(nèi)研究過于側(cè)重于城鎮(zhèn)居民收入水平的研究我認(rèn)為這樣有失偏頗的。而且我發(fā)現(xiàn)國內(nèi)研究論文著重于城鎮(zhèn)居民收入對居民消費水平的影響而忽視了農(nóng)村居民收入對其影響。并且很少考慮除收入和儲蓄以外的因素對消費的影響。所以本文在構(gòu)建居民消費水平模型時除選取常規(guī)因素外還綜合考慮了農(nóng)村居民收入和物價水平對居民消費水平的影響。二、模型設(shè)定和影響因素分析在現(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(fēng)俗習(xí)慣等等。但考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性和我國經(jīng)濟的實際情況,選擇以下因素決定消費。日常觀察和統(tǒng)計研究都表明,當(dāng)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;人均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(biāo)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,,由此選擇了人均GDP。恩格爾系數(shù)是食品支出占消費的百分比，其值越小說明人們越富裕。物價水平當(dāng)全社會的消費品和勞務(wù)的價格水平上升或下降，消費者可以將其收入在物品和勞務(wù)上用得多些或少些，來對物價水平的變動做出反應(yīng)。由以上論述可得出中國居民消費水平與國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、消費物價水平指數(shù)這7個指標(biāo)有關(guān),故以下工作主要從這幾方面入手。并初步建立多元線性回歸模型，Y=，其中：Y:居民消費水平(元)X1:國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)X2:城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)X3:城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)(%)X4:農(nóng)村居民家庭人均可支配收入(元)X5:農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)(%)X6:物價水平指數(shù)三、數(shù)據(jù)的搜集數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局表1：數(shù)據(jù)obsYX1X2X3X4X5X619854469016739.153.3397.657.8123.7198649710275900.952.4423.856.5132.51987565120591002.153.5462.655.8144.71988714150431180.251.4544.954176.31989788169921373.954.5601.554.8206.5199083318667.81510.254.2686.358.8213.1199193221781.51700.653.8708.657.6223.51992111626923.52026.653.0784.057.6238.31993139335333.92577.450.3921.658.1281.71994183348197.93496.250.01221.058.93471995235560793.74283.050.11577.758.6401.81996278971176.64838.948.81926.156.3439.21997300278973.05160.346.62090.155.1446.71998315984402.35425.144.72162.053.44441999334689677.15854.042.12210.352.6438.22000363299214.66280.039.42253.449.1438.720013887109655.26859.638.22366.447.7442.220024144120332.77702.837.72475.646.2438.620034475135822.88472.237.12622.245.644320045032159878.39421.637.72936.447.2461.220055573184937.410493.036.73254.945.5470.920066263216314.411759.535.83587.043.0478.420077255265810.313785.836.34140.443.149920088349314045.415780.837.94760.643.7522.720099098340506.917174.736.55153.241.0519.0四、模型的初步建立由散點圖可以看出因變量與各個自變量呈線性關(guān)系。嘗試做回歸分析得：表2：用最小二乘法估計結(jié)果模型為Y=Y=986.6279+0.006502X1+0.172121X2-11.40336X3+0.650858X4-7.934631X5+0.553308X6（201.2913）（0.002314）（0.044780）（4.790852）（0.088174）（4.796701）（0.364779）T=4.9014942.8101823.843726-2.3802367.381482-1.6541851.516830=0.999913,=0.999884,F=34416.55五、模型的檢驗經(jīng)濟意義檢驗:模型初步估計結(jié)果顯示,居民消費水平(Y)受國內(nèi)生產(chǎn)總值(X1)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(X2)、農(nóng)村居民家庭人均可支配收入(X4)的正向影響，與經(jīng)濟意義相符。物價水平指數(shù)（X6）的系數(shù)估計結(jié)果為正,不符合經(jīng)濟意義。并且因變量受農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)((X5)、物價水平指數(shù)（X6）的影響不顯著，可能是多重共線影響所致,因而有待進一步分析和檢驗.2．統(tǒng)計檢驗: 從估計的結(jié)果可以看出，模型的可決系數(shù)為0.999913，模型擬合情況看起來很理想，但是很可能是由于多重共線性導(dǎo)致。在給定顯著水平α=0.05的情況下，解釋變量X1、X2、X3和X4的t統(tǒng)計量的值分別為大于t統(tǒng)計量的臨界值，說明X1、X2、X3和X4對應(yīng)變量的影響是顯著的.其他變量均未通過t檢驗,分析可能是由于變量之間的多重共線性所致,有待進一步分析.模型F統(tǒng)計量的值為34416.55非常顯著，說明回歸方程非常顯著,整體模型效果比較好。模型修正:多重共線性檢驗表3：相關(guān)系數(shù)矩陣由表3相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實解釋變量之間存在多重共線性。多重共線性模型的修正運用OLS方法分別求Y對個解釋變量X1、X2、X3、X4、X5、X6進行一元回歸。6個方程的回歸結(jié)果詳見表4—表9，再結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗擬合效果最好的一元線性回歸方程。依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大原則，選取X2作為進入回歸模型的第一個解釋變量，形成一元回歸模型。保留解釋變量X2在此基礎(chǔ)上分別加入變量X1、X3、X4、X5、X6分別進行回歸。類似第一步進行分析，可以看到在X2基礎(chǔ)上加入X4后，可決系數(shù)有了改進，各個參數(shù)的t檢驗都十分顯著。故保留變量X2，X4，在此基礎(chǔ)上添加X1、X3、X5、X6繼續(xù)進行回歸。加入變量X5以后，可決系數(shù)得到了提高，各個參數(shù)的t檢驗都十分顯著。故保留變量X2，X4，X5，在此基礎(chǔ)上添加X1、X3、X6繼續(xù)進行回歸。加入變量X1以后，可決系數(shù)雖然得到了提高，但是沒有通過t統(tǒng)計量的檢驗，而且參數(shù)符號與經(jīng)濟意義不符，所以去掉X1分別加入X3，X6以后可決系數(shù)雖有提高，但同時不能通過t檢驗，所以去掉X3，X6。最后保留X2，X4，X5。異方差檢驗對修正方程進行異方差檢驗結(jié)果如表22表22White檢驗結(jié)果nR=9.518475，在95%的水平下，（6）=12.59，nR<（6），所以接受備選假設(shè)，表明模型中隨機誤差不存在異方差。自相關(guān)檢驗由上表可知，DW=1.520971，查表得=1.13，=1.54，因為<DW<所以不能判斷模型是否存在自相關(guān)。我們用拉格朗日乘數(shù)對模型進行檢驗，拉格朗日乘數(shù)檢驗克服了D.W.檢驗的缺陷。由表可知nR=1.128525,（1）=3.84，nR<（1）由表可知nR=5.137275,（2）=5.99，nR<（2）由表可知nR=6.03755，（3）=7.81，nR<（3）因此，在給定顯著性水平0.05下，1階，2階，3階檢驗均nR<，所以模型不存在自相關(guān)性。模型的最終確定：Y=550.4671+0.302616X2+0.733513X4-11.16287X5（153.1818）（0.014359）（0.046466）（2.645266）T=3.59355421.0746715.78616-4.219942=0.999864,=0.999845,F=51505.37對方程進行經(jīng)濟意義解釋城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1%，居民消費水平就提高0.30%，農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增加1%,居民消費水平就增加0.73%，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)增加1%,居民消費水平就減少11.16%,。這只是理論上的解釋，現(xiàn)實可能與解釋有出入。六、對回歸方程結(jié)果的分析以及建議由多元回歸模型分析可知,居民消費水平與城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入、農(nóng)村居民