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     影響居民消費水平的主要因素分析 摘要  本文主要是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，并依此提出部分政策建議關(guān)鍵詞：持久收入 暫時收入 消費水平一 經(jīng)濟背景及研究的意義消費是人類社會經(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

2、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。二 相關(guān)理論1凱恩斯的絕對收入假設(shè)消費函數(shù)    凱恩斯認為,在短期內(nèi),影響個人消費的主觀因素是比較穩(wěn)定的,消費者的消費主要取決于收入的多少,隨著收入的增加,人們的消費也在增加,消費是“完全可逆”的,但消費的增長低于收入的增長,即著名的“邊際消費傾向遞減規(guī)律”。在這一理論假設(shè)下,可得到如下的個人消費函數(shù):=0+1+    其中,為第期的消費支出,為第期的絕對收入,0表示自發(fā)性

3、消費,0<0,1為邊際消費傾向,0<<1。2. 弗里德曼持久收入假設(shè)消費函數(shù)    弗里德曼認為,消費者的消費支出主要不是由他現(xiàn)期收入決定的,而是由他的持久收入決定的。所謂“持久收入”是指消費者可以預(yù)計到的長期收入,即他一生中可得到的收入的平均值。弗里德曼假定,持久消費與持久收入之間存在一個固定比例,而暫時消費與暫時收入是不相關(guān)的,在此基礎(chǔ)上的消費函數(shù)的形式為:=(,)+    其中,為第期的持久消費,為比例系數(shù),是持久的消費和收入之間的邊際消費傾向,它受到利率、非人力財產(chǎn)與持久收入的比率及其他因素的影響，為第期的持

4、久收入,弗里德曼用實際收入的幾何級數(shù)來對其進行測定。對上式進行考伊克變換,可得如下的消費函數(shù)模型:=1+2-1+3莫迪利安尼的生命周期假設(shè)消費函數(shù)    莫迪利安尼認為,消費者是理性的,他只是根據(jù)效用最大化原則來使用一生的收入,安排其一生的消費,使一生中的收入等于一生的消費。因此,消費者現(xiàn)期消費不僅與現(xiàn)期收入有關(guān),而且與消費者以后各期收入的期望值、開始時的資產(chǎn)和個人年齡大小有關(guān)。消費者一生中各期消費支出流量的現(xiàn)值要等于一生中各期期望收入流量的現(xiàn)值,這種行為可稱作“前瞻行為”,用簡單的線性模型來描述這一假設(shè)的消費函數(shù)可得下式:=1+2+  

5、60; 其中,為第期消費者所擁有的資產(chǎn)三 模型設(shè)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?zé)o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(shè)定模型為Y=aX1+bX2+cX3+M其中Y為居民消費水平，X1,X2,X3分別為國民收入，通貨膨脹率和利率。對所有變量采用

6、最小二乘法，得出Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/04   Time: 15:27Sample(adjusted): 1991 2000Included observations: 10 after adjusting endpoints    Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.      X1 0.

7、037598 0.000417 90.08623 0.0000X2 -5.775128 1.853065 -3.116528 0.0207X3 3208.558 1718.620 1.866939 0.1111C 35.33039 38.16182 0.925805 0.3903    R-squared 0.999484     Mean dependen

8、t var 2226.100Adjusted R-squared 0.999226     S.D. dependent var 909.0991S.E. of regression 25.28739     Akaike info criterion 9.587664Sum squared resid 3836.714     Schwarz criterion 9.708698Log likelihoo

9、d -43.93832     F-statistic 3875.355Durbin-Watson stat 2.107133     Prob(F-statistic) 0.000000    Y=0.0376X1-5.775X2+3208.558X3+35.33   (0.000417)  (1.853)   (1718.62)  (38.162) t=(90.0

10、86)    (-3.117)     (1.867)    (0.926) R2=0.999484    F=3875.355   DW=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(guān)。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，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，同時，隨著通貨膨脹率上升一個百分比而下降5.775個單位，而利率

11、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(dǎo)致的，做相關(guān)系數(shù)矩陣得 X1 X2 X3X1 1 -0.5019366 -0.3026271X2 -0.5019366 1 0.7908368X3 -0.3026271 0.7908368 1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

12、性關(guān)系較強，擬合度較好，即Y=0.037X1+91.587  (0.000279)  (13.569)t=(132.67)    (6.749)R=0.998695  F=17601.34  DW=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=0.037X1-0.9656X2+93.659           （1）      

13、0;              (0.00026)  (1.075) t=(143.839)    (-0.898) R2=0.9991  F=10989.61  DW=1.0702對X1，X3回歸得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742          (2) 

14、60;                   (0.000861)  (2583.126) t=(43.213)    (0.583) R2=0.997  F=1317.796  DW=0.901對比得出(1)式較好，但是存在自相關(guān)。選取(1)進行修正Dependent Variable: BYMethod: Least SquaresDa

15、te: 12/23/04   Time: 16:19Sample(adjusted): 1981 2000Included observations: 20 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  BX1 0.037420 0.000416 89.86640 0.0000BX2 -0.944260 1.201785 -0.785715 

16、0.4428C 52.20433 11.94907 4.368904 0.0004R-squared 0.997996     Mean dependent var 800.4245Adjusted R-squared 0.997760     S.D. dependent var 630.9634S.E. of regression 29.86327     Akaike info c

17、riterion 9.768617Sum squared resid 15160.85     Schwarz criterion 9.917977Log likelihood -94.68617     F-statistic 4232.393Durbin-Watson stat 1.734102     Prob(F-statistic) 0.000000Y=0.037X1-0.944X2+52.204

18、  (0.000416)  (1.202)t=(89.866)    (-0.786)R2=0.998  F=4232.393  DW=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1O年，二者平均每人年收入差距從1985年的186倍，擴大為l990年的222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3415元，l990年的8239元，再增加到1995年的27053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

19、年收入，從1985年的315倍，擴大為l990年的443倍，再擴大為l995年的482倍。城鎮(zhèn)居民中1996年收入最高的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：l。如圖 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。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(shè)城鎮(zhèn)消費水平函數(shù)為：lnY1=C+b1lnX4+b2lnX5   （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）Dependent Variable: LY1Meth

20、od: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 12:48Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX4 0.921612 0.243912 3.778459 0.0012LX5 0.102494 0.243280

21、60;0.421300 0.6780C -0.067591 0.107958 -0.626083 0.5383R-squared 0.996510     Mean dependent var 7.651772Adjusted R-squared 0.996161     S.D. dependent var 0.994314S.E. of regression 0.061609   &

22、#160; Akaike info criterion -2.614899Sum squared resid 0.075914     Schwarz criterion -2.466791Log likelihood 33.07134     F-statistic 2855.146Durbin-Watson stat 1.589603     Prob(F-statistic) 0.000000LNY1

23、=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591243912)  (0.24328)  (0.107958)t=(3.778459)  (0.4213)  (-0.626083)R2=0.99651  F=2855.146  DW=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(guān)。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。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(shè)城鎮(zhèn)消費水平函數(shù)為：lnY2=C+b1lnX6+b2lnX7 （其中X6

24、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。）Dependent Variable: LY2Method: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 20:25Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX6 1.126033

25、 0.173563 6.487762 0.0000LX7 -0.103261 0.169024 -0.610925 0.5481C -0.284476 0.091022 -3.125356 0.0053R-squared 0.997436     Mean dependent var 6.561687Adjusted R-squared 0.997180     S.D. de

26、pendent var 0.864957S.E. of regression 0.045934     Akaike info criterion -3.202096Sum squared resid 0.042199     Schwarz criterion -3.053988Log likelihood 39.82410     F-statistic 3890.366Durbin-Watson st

27、at 0.930944     Prob(F-statistic) 0.000000LNY2=1.126033LNX6-0.103261LNX7-0.284476173563)  (0.169024)  (0.091022)T=(6.487762)  (-0.610925)  (-3.125356)R2=0.997436  F=3890.366   DW=0.930944存在自相關(guān)，修正后得Dependent Variable: LY2Sample(adjusted

28、): 1981 2002Included observations: 22 after adjusting endpointsConvergence achieved after 13 iterationsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX6 1.050884 0.222193 4.729595 0.0002LX7 -0.015882 0.219119 -0.072481 0.9430C

29、0;-0.364877 0.143752 -2.538233 0.0206AR(1) 0.466261 0.203784 2.288018 0.0345R-squared 0.998197     Mean dependent var 6.624410Adjusted R-squared 0.997896     S.D. dependent var 0.830050S.E. of regression&#

30、160;0.038070     Akaike info criterion -3.535806Sum squared resid 0.026088     Schwarz criterion -3.337434Log likelihood 42.89386     F-statistic 3321.644Durbin-Watson stat 1.457632     Prob

31、(F-statistic) 0.000000Inverted AR Roots        .47LNY2=1.050884LNX6-0.015882LNX7-0.364877222193)  (0.219119)  (0.143752)t=(4.729595)  (-0.072481)  (-2.538233)R2=0.998197  F=3321.644  DW=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

32、關(guān)。但是持久收入的系數(shù)為負，與實際經(jīng)濟意義不符。應(yīng)刪除，得到新模型為：LNY2=0.996LNX6-0.0820129)  (0.0855)   t=(76.974)  (-0.959)   R2=0.996  F=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?？偨Y(jié) 回歸結(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

33、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(yīng)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： Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 13:38Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-

34、Statistic Prob.  X1 0.025901 0.003061 8.460187 0.0000Y(-1) 0.607868 0.160613 3.784665 0.0013Y(-2) -0.314728 0.097042 -3.243205 0.0043C 75.93447 13.26477 5.724524 0.0000R-squared 0.999248   &

35、#160; Mean dependent var 1513.522Adjusted R-squared 0.999129     S.D. dependent var 1253.101S.E. of regression 36.98219     Akaike info criterion 10.21552Sum squared resid 25985.96     Schwarz criterion 10

36、.41300Log likelihood -113.4785     F-statistic 8413.207Durbin-Watson stat 1.325993     Prob(F-statistic) 0.000000H2.53538>h(0.05)=1.96,存在自相關(guān)，修正Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 13:42Sample(adjust

37、ed): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX1 0.636115 0.069279 9.181885 0.0000LY(-1) 0.351416 0.144554 2.431034 0.0251LY(-2) -0.069698 0.098038 -

38、0.710928 0.4858C -1.404731 0.178082 -7.888116 0.0000R-squared 0.999029     Mean dependent var 6.923205Adjusted R-squared 0.998875     S.D. dependent var 0.962760S.E. of regression 0.032287   

39、0; Akaike info criterion -3.871540Sum squared resid 0.019806     Schwarz criterion -3.674062Log likelihood 48.52271     F-statistic 6514.231Durbin-Watson stat 2.242579     Prob(F-statistic) 0.000000從城鎮(zhèn)居民消費

40、水平的回歸模型：LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591 農(nóng)村居民消費水平的回歸模型：LNY2=0.996LNX6-0.082 可以看出農(nóng)村居民的消費傾向明顯大于城鎮(zhèn)居民的消費傾向，如果能夠改變當前的農(nóng)村和城鎮(zhèn)的收入分配結(jié)構(gòu)，農(nóng)民手中的錢多了，農(nóng)民就會增大消費量，從而提高居民的整個消費水平。從長期來看，通過經(jīng)濟增長，實現(xiàn)國民收入總體水平的提高。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204  可以看出，國民收入每提高一個單位會使得居民的消費水平提高0.037個單位，因此通過國民收入的增長帶動消費水平的提高。配合適當?shù)恼撸€(wěn)

41、定物價。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，通貨膨脹率會影響到居民收入的實際購買力。在國民收入水平既定的情況下，降低通貨膨脹率可以提高居民的實際消費能力；如果國民收入水平提高，而通貨膨脹率增長率高于國民收入水平的增長率，居民的實際消費能力還會下降。因此要控制通貨膨脹率，穩(wěn)定物價，對穩(wěn)定和提高居民消費水平具有重要意義。增進社會福利，改善人們對未來的生存狀況預(yù)期，進而增加現(xiàn)期消費。采用政策改善社會收入分配結(jié)構(gòu)，就可以增進社會福利，尤其是農(nóng)村居民的福利，進而改變?nèi)藗儗ξ磥砩鏍顩r的預(yù)期，就會使收入中用于防范未來不確定性的那部分減少，從而提高用于現(xiàn)期消費的那

42、部分。參考資料：高級宏觀經(jīng)濟學(xué) 戴維 羅默 上海財經(jīng)大學(xué)出版社消費經(jīng)濟學(xué) 尹世杰 高等教育出版社 城鎮(zhèn)居民消費行為變異與我國經(jīng)濟增長袁志剛 宋錚我國農(nóng)戶消費傾向偏低的原因劉建國（1999）附：單位根檢驗及數(shù)據(jù) 對模型中運用到的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。居民總消費水平 經(jīng)過對比取居民消費水平Y(jié)的滯后2階建立檢驗式。由檢驗式4b得接受H0進入下一步，做F檢驗。得出F=3.071<3.59, 接受H0，進一步做3 b式檢驗得出t=0.8204, 接受H0： =0，進入4式檢驗，得出F=2.016,接受H0：1 = =0，進一步做5 b式檢驗,得出t=1.41759, 接受H0，Y

43、t為隨機游走過程. 同理，可得出城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費水平都為隨機游走過程。 國民收入 經(jīng)過對比取國民收入X1的滯后1階建立檢驗式. 由檢驗式4b得接受H0進入下一步，做F檢驗。得出F=5.705>3.55, 拒絕H0，x1含時間趨勢。做3a式檢驗,得出t的絕對值=1.8251，接受H0,x1為趨勢非平穩(wěn)過程。 同理得出，城鎮(zhèn)居民國民收入為退勢平穩(wěn)過程，農(nóng)村居民國民收入趨勢非平穩(wěn)過程。3通貨膨脹率 經(jīng)過對比取通貨膨脹率X2的滯后1階建立檢驗式. 由檢驗式4b得接受H0進入下一步，做F檢驗。得出F=4.469>3.68，拒絕H0，x2為退

44、勢平穩(wěn)過程。4利率 經(jīng)過對比取利率的滯后3階建立檢驗式. 由檢驗式4b得接受H0進入下一步，做F檢驗。得出F=2.304<19接受H0，進一步做3 b式檢驗得到t的絕對值=1.186接受H0： =0，進入4式檢驗。得出F=0.802<4.74, 接受H0：1 = =0，進一步做5 b式檢驗,得出t的絕對值=0.7898接受H0，x3為隨機游走過程。1 檢驗式（4b）yt = 1 +2t + yt-1 + tH0： =0   =  -1 若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗止。若接受H0，進入下一步，做F檢驗。2 檢驗

45、式（4）yt = 1 +2t + yt-1 + tH0： 2= =0 J = 2 若拒絕H0，意味著2 0，Yt含時間趨勢。繼續(xù)做3a式檢驗。若接受H0，進一步做3 b式檢驗。 3a yt = 1 +2t + yt-1 +tH0： =0  若拒絕H0，Yt為退勢平穩(wěn)過程。檢驗止。若接受H0，yt為趨勢非平穩(wěn)過程。檢驗止。 3b yt = 1 + yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，yt為均值為1的平穩(wěn)過程。檢驗止。若接受H0： =0，進入下一步檢驗。4 yt = 1 + yt

46、-1 + utH0：1 = =0  若拒絕H0，意味著1 0，Yt為隨機趨勢非平穩(wěn)過程。繼續(xù)做5a式檢驗。若接受H0：1 = =0，進一步做5 b式檢驗。 5a yt = 1 + yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗止。若接受H0，Yt為隨機趨勢非平穩(wěn)過程。檢驗止。 5b yt =  yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗止。若接受H0，Yt為隨機游走過程。檢驗止。時間 總消費水平Y(jié) 城鎮(zhèn)居民消費水平Y(jié)1&#

47、160;農(nóng)村居民消費水平Y(jié)2 國民收入X1 城鎮(zhèn)居民國民收入X4 農(nóng)村居民國民收入X6 通貨膨脹率X2  利率X31978 184 405 138 3624.1 343.4 133.6  1979 207 434 158 4038.2 387 160.17  1980 236 496 178 4517.8 477.6 

48、191.3 6 1981 262 562 199 4860.3 491.9 223.44 2.4 1982 284 576 221 5301.8 526.6 270.11 1.9 1983 311 603 246 5957.4 564 309.77 1.5 1984 327 662 283 7206.7 651.2 355.33 2.8 1985 437 802 347 8989.1 739.1 397.6 8.8 1986&#