影響我國居民消費(fèi)水平因素分析

1、影響我國居民消費(fèi)水平因素分析【摘 要】 隨著改革開放的深入和市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、 人們的生活水平 得到了大大的提高。 作為總需求中最主要的部分， 消費(fèi)的增長在 GDP 的增長中占很大比例。 由于分析影響我國居民人均消費(fèi)水平的多種因 素各自的重要程度，將有助于我們認(rèn)清當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要原 因。本文采用 1993 年至 2010 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回 歸模型，運(yùn)用 Eviews 軟件，分析研究城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為和影響消 費(fèi)的主要因素， 才能因地制宜的制定政策， 有效地推動(dòng)居民消費(fèi)的增 長。【關(guān)鍵詞】 居民消費(fèi)水平 消費(fèi)增長 消費(fèi)因素 經(jīng)濟(jì)發(fā)展近年來， 隨著我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展， 人民

2、的生活水平逐步改善， 我國的 消費(fèi)水平也發(fā)生了很大的變化。 消費(fèi)是所以經(jīng)濟(jì)行為有效實(shí)現(xiàn)的最終環(huán)節(jié)， 是促 進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的持久拉動(dòng)力。在目前我國面臨經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的階 段，我國的消費(fèi)水平如何， 影響我國消費(fèi)水平的因素有哪些， 以及這些因素對消 費(fèi)具有怎樣的影響， 都是值得關(guān)注的問題。 有關(guān)學(xué)者認(rèn)為， 居民收入是影響居民 消費(fèi)的主要因素，經(jīng)濟(jì)增長對我國居民消費(fèi)產(chǎn)生正向效應(yīng)，但影響不明顯。一、選取數(shù)據(jù)影響居民消費(fèi)的因素有很多，包括宏觀和微觀多方面的影響。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

3、考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性 和我國經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況，本文選取以下因素決定消費(fèi)。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)國家消費(fèi)的核心因素，因此人均可支配收入的入選毫無疑問；GDP是衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力，也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標(biāo)志；恩格爾系數(shù)是食 品支出占消費(fèi)的百分比，其值越小說明人們越富裕。而定期余額則表明了居民持 有的流動(dòng)財(cái)產(chǎn)數(shù)目，所以本模型選取 19932010年間的居民消費(fèi)水平，國內(nèi)生 產(chǎn)總值，農(nóng)村居民人均收入，城鎮(zhèn)居民人均收入，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)，居 民儲(chǔ)蓄定期余額。所用數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。二、實(shí)證分析數(shù)據(jù)如下:年份丫X1X2X3X4X

4、51993139335333.9247921.62577.458.112108.31994183348197.856412213496.258.916838.71995235560793.72921577.7428358.623778.31996278971176.59171926.14838.956.330873.21997300278973.0352090.15160.355.136226.71998315984402.279821625425.153.441791.61999334689677.05482210.35854.0252.644955.12000363299214.55432

5、253.4628049.146141.720013869109655.1712366.46859.647.751434.920024106120332.6892475.67702.846.258788.920034411135822.7562622.28472.245.668498.720044925159878.3382936.49421.647.278138.920055463183217.43254.91049345.592263.520066138211923.5358711759.543103011.420077103257305.64140.413785.843.1104934.5

6、200881833006704760.6215780.7643.7139300.220099098340902.85153.217174.741160230.4201010522401202591919109.441.1178413.9注：Y為居民消費(fèi)水平，X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3為城鎮(zhèn)居民人均收入，X4為農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù) （），X5為居民儲(chǔ)蓄定期余額（一）模型初步提出初步建立多元線性回歸模型：丫 =1；0 浪！ 2X2 3X3 4X4 5X5 止其中，丫為居民消費(fèi)水平，X!為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3 為城鎮(zhèn)居民人均收入，X 4為農(nóng)村居民家庭恩格

7、爾系數(shù)（）， X5為居民儲(chǔ)蓄定期余額，叫代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(二)模型的擬合檢驗(yàn)用Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件我們可以得到如下回歸分析結(jié)果:View | Pro計(jì) Object Pijnt|NaneFreeael 凸Forecast| Stats |只亡side| Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/14/12 Time: 22:19Sample: 1993 2010Included ODservations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2016.083436 1

8、793462214300006X10 01315200021106.2108180.0000X20 9215940.03934110.315490.0000X3-0.0669670.050455-1.32727202091X4*29.622826.525569*4.53950000007X50.0013130.0028490.4608750.6S31R-squared0 999731Mean dependent var4740.389Adjusted R-squared0 999619S D. dependent var2550.798S.E. of regression49.9583SAka

9、 ike info criterion10.92146Sum squared resid299500SSchwarz enterion11,21825Log likelihood*92.29313Hannan-Quinn triter1096233F-statistic8930 921Durbin-Watson stat1.002607Pro b(F-stati stic)0.0000002由此可見，該模型 R2 =0.999731，R =0.999619，F(xiàn)檢驗(yàn)值8930.921，明顯顯著。但是當(dāng)=0.05時(shí)，t ：/2(18 -2) =2.120，不僅X 3、X5的系數(shù)t檢驗(yàn)不顯著，且 X

10、3系數(shù)的符合與預(yù)期相反。這表明很有可能存在嚴(yán)重的多重共線性。1. 多重共線性檢驗(yàn)CorrelationYX1X2X3X4X5Y1.0000000.9972440.9932540 997581-0 8833780.995755X10 9972441.0000000.9933370 996371-0.B598310.994117X20 9982540.9933371.0000000.994366-0.8760940.992571X30.9975810.9953710.9943661.000000-0.6912200 995363X4-0.BB337S-0.859931-0.876094-0.891

11、2201.0Q000Q-0.895455X50.9957560.9941170.9925710955368-0.8854561.000000T(1) 根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)，解釋變量之間存在著線性相關(guān)，由上表知模型中確實(shí)存在多重共線性。(2) 修正：采用逐步回歸的辦法，分別作 丫對X1、X2、X3、X4 X5的一元回歸，結(jié)果如表所示:變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計(jì)值0.0238861.8680220.520369-363.96200.051937t統(tǒng)計(jì)量53.7646767.6096257.40037-7.53957043.277722R0.9944950.9965120.9951670.780

12、3560.9915302R0.9941510.9962940.9948650.7666280.991000分別作X2, X3對X1的估計(jì)，得到相關(guān)系數(shù)分別為：0.986718、0.992756可知X1分別與X2、X3有較高相關(guān)性。因?yàn)閄2與丫的相關(guān)系數(shù)更大，所以剔除XI。以X2為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸：變量X2X3X4X52RX2，X31.048218(6.360861)0.229819(5.002976)0.998693X2，X41.805870(32.08750)-15.61981(-1.260539)0.996846X2，X51.251016(7.314773)0.017327(

13、3.634675)0.9981452經(jīng)比較，新加入X3的方程R =0.998693，改進(jìn)最大，保留X3。變量X2X3X4X52RX2, X3, X41.0479940.2299430.0548900.998413(6.006626)(4.447764)(0.006114)X2, X3, X50.9812570.1741210.0074600.998625(5.940581)(2.988236)(1.469537)2從表中可以看出，當(dāng)分別加入X4, X5時(shí)，R有所增加。但*025(16)=2.120,其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：Y=-286.5734+1.04

14、8218 X 2 +0.229819 X 3 + 亠(-3.357694) (6.360861) (5.002976)2 2R =0.998693 R =0.998519 F=5730.592 DW=1.8052602、相關(guān)性檢驗(yàn)2從估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R =0.998693，表明模型在整體上擬合比較好3、顯著性檢驗(yàn):(1) 對于X2, t統(tǒng)計(jì)量為6.360861。給定a =0.05，查t分布表，在自由 度為16下，得臨界值応25(16)=2.120.因?yàn)?八。25(16)= 2.120，所以拒絕原假設(shè)H 0 :X2=0，表明農(nóng)村居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響；(

15、2) 對于X3, t統(tǒng)計(jì)量為5.002976。給定a =0.05，查t分布表，在自由 度為16下，得臨界值t0"25 (16) =2.120.因?yàn)閠> t0"25 (16) =2.120,所以拒絕原假設(shè)H。;: X3=0，表明城鎮(zhèn)居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響。(3) 對于F=7948.18>F(2,13)=3.80(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看居民消費(fèi)水平與各解釋變量之間之間線性關(guān)系顯著。4、異方差檢驗(yàn)Heteroskedasticity Test: Breusch-Paga n-GodfreyF-statistic4.237886Pro

16、b. F(2,15)0.0348Obs*R-squared6.498781Prob. Chi-Square(2)0.0388Scaled expla ined SS4.076315Prob. Chi-Square(2)0.1303Test Equati on:Depe ndent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 11/18/12 Time: 15:25Sample: 1993 2010In cluded observatio ns: 18VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C-114

17、95.828250.020-1.3934300.1838X220.6868115.929271.2986670.2137X3-4.5076514.440359-1.0151550.3261R-squared0.361043Mean depe ndent var8095.075Adjusted R-squared0.275849S.D. dependent var11195.59S.E. of regressi on9527.113Akaike info criterion21.31268Sum squared resid1.36E+09Schwarz criterio n21.46108Log

18、 likelihood-188.8141Hannan-Quinn criter.21.33314F-statistic4.237886Durbin-Wats on stat1.856637Prob(F-statistic)0.034756由上表，Obs*R-squared=6.498781.而查表，給定a =0.95 自由度P=5,得臨界 值1.145 ;給定a =0.05自由度 P=5,得臨界值 11.07 ;所以1.145<6.498781 <11.07 ，所以接受原假設(shè)，模型隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。5、自相關(guān)檢驗(yàn)(1) DW=1.805260給定顯 著性水 平 a =0.05

19、,查 Durbin Watson 表， n=18,k=2,得下限臨界值dL =1.046 ,4- dU =2.465 因?yàn)?DW統(tǒng)計(jì)量為 dL=1.046<1.847302< 4- d U = 2 . 46 5 。根據(jù)判斷區(qū)域知， 這時(shí)隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自 相關(guān)。三、結(jié)論和啟示由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗(yàn)， 我們得出了各個(gè)變量與我國居民消費(fèi)的變動(dòng) 關(guān)系。1 、農(nóng)村居民人均收入增加，居民消費(fèi)水平增加;2、城鎮(zhèn)居民人均收入增加，居民消費(fèi)水平增加;3、模型中去掉了 GDP農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、居民儲(chǔ)蓄定期余額變量， 并不代表其對居民消費(fèi)水平?jīng)]有影響， 只是說本模型暫不考慮其對于消費(fèi)水平的 影響。因此建立的模型本身也具有一定的局限性，有待將來進(jìn)一步的完善?？傮w來說， 就是居民人均收入增加， 則居民消費(fèi)水平增加。 通過以上所做分 析，得到一個(gè)不存在異方