中國消費(fèi)支出影響因素的實證分析

09工商管理2班張二強(qiáng)學(xué)號：200917113100696/2/2011頁一導(dǎo)語：自從改革開放30多年以來，中國社會主義建設(shè)取得舉世矚目的成就國民經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，穩(wěn)定增長，綜合國力明顯增強(qiáng)，人民收入日漸增長，生活水平也大大提升，伴隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也有很大變化。1．溫飽消費(fèi)階段。（1978—1988年）。70年代末到80年代末，全國進(jìn)入以制造業(yè)為支撐的工業(yè)化階段。GDP呈上升趨勢，居民收入明顯增加，年均增長達(dá)9.6%。這一時期居民被長期壓抑的消費(fèi)需求獲得了解放，購買能級由80年代初“百元級”，發(fā)展到80年代末的“千元級”。然而，由于這一期間人均GDP變動維持較低水平，實際增長率徘徊于3%～4%之間，政府和居民消費(fèi)收入增長帶有“恢復(fù)性”，消費(fèi)結(jié)構(gòu)是“溫飽型”。

2．過渡消費(fèi)階段。（1989—1992年）。90年代初，全國GDP逐漸攀升，年均增長達(dá)到4.6%，產(chǎn)業(yè)發(fā)展使居民消費(fèi)能力明顯超越80年代水平。對耐用品的熱點(diǎn)從匱乏年代的百元商品（三轉(zhuǎn)一響），跨過了溫飽階段的千元商品（彩電、冰箱、洗衣機(jī)），向5000元上下商品（大容積冰箱、全自動洗衣機(jī)、大屏幕彩電）過渡。所以，這一時期政府和居民消費(fèi)已超過“溫飽”，開始向“小康”過渡。

3，小康消費(fèi)階段。（1993—1997年）。鄧小平南巡講話發(fā)表后，全國經(jīng)濟(jì)連續(xù)多年保持了兩位數(shù)提高，GDP高位增長，全國支柱產(chǎn)業(yè)長足進(jìn)步，第三產(chǎn)業(yè)推進(jìn)，為居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)提升提供了物質(zhì)條件。這一時期，居民收入快速提高，年均增長9.2%，“萬元級”高檔耐用消費(fèi)品進(jìn)入居民家庭，交通通訊、醫(yī)療保健、文化教育等消費(fèi)成倍增長。這一階段，政府和居民消費(fèi)明顯躍入了小康階段。關(guān)鍵詞：【消費(fèi)支出GDP稅收人均收入財政支出財政收入】二：研究目的：

消費(fèi)是人類生產(chǎn)的目的。在社會再生產(chǎn)中，生產(chǎn)必須圍繞消費(fèi)需求來進(jìn)行，消費(fèi)對生產(chǎn)起引導(dǎo)作用。生產(chǎn)與消費(fèi)相互依存、相互制約、相輔相成。生產(chǎn)決定消費(fèi)，消費(fèi)也反作用于生產(chǎn)；生產(chǎn)只是手段，消費(fèi)才是目的。消費(fèi)的數(shù)量、規(guī)模、檔次、速度，決定生產(chǎn)的數(shù)量、規(guī)模、檔次、速度；消費(fèi)能否順暢實現(xiàn)，決定生產(chǎn)的循環(huán)能否順利完成?？梢哉f，產(chǎn)品能否被消費(fèi)者接受、接受數(shù)量大小，決定著生產(chǎn)者的興衰。而最終消費(fèi)是指常住單位在一定時期內(nèi)對于貨物和服務(wù)的全部最終消費(fèi)支出，也就是常住單位為滿足物質(zhì)、文化和精神生活的需要，從本國經(jīng)濟(jì)領(lǐng)土和國外購買的貨物和服務(wù)的\o"支出"支出。影響消費(fèi)支出的因素有很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：①從宏觀經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長是消費(fèi)支出的基本源泉，而國內(nèi)生產(chǎn)總值是反映經(jīng)濟(jì)增長的一個重要指標(biāo)，并且消費(fèi)支出也是屬于GDP中的一部分。②從政府消費(fèi)支出看，稅收收入是財政收入的主體，社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此對預(yù)算支出所表現(xiàn)的公共財政的需求對當(dāng)年的消費(fèi)支出可能會有一定影響。因此，可以從以上幾個方面，分析各種因素對中國消費(fèi)支出的具體影響。為了全面反映中國消費(fèi)支出增長的全貌，我們選用“消費(fèi)支出”作為被解釋變量，；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值”（即GDP）作為經(jīng)濟(jì)整體增長水平的代表；選擇“財政支出”作為公共財政需求的代表；選擇“稅收收入”作為財政收入的一個變量。另外，由于消費(fèi)支出的結(jié)構(gòu)變化難以量化，而且從數(shù)據(jù)上看，1978年以后消費(fèi)支出基本都是增長。三：內(nèi)容：篩選變量：首先收集了中國自1978年到2009年期間32年的數(shù)據(jù)，如下（其中設(shè)最終消費(fèi)支出為y單位為億元，財政支出為x1單位億元，財政收入為x2單位億元，稅收合計為x3單位億元GDP為x4單位為億元，人均國民收入為x5單位美元，）：ADF單位根檢驗首先做y的單位根檢驗，其時間序列圖如下由y的時間序列圖初步判斷序列是不平穩(wěn)的（可以看出可能存在趨勢項，需要ADF檢驗則選擇第三種模型進(jìn)行檢驗）。再做自相關(guān)系數(shù)圖如下判斷，中國最終消費(fèi)支出y的時間序列不是很快（如滯后期K=2，趨于零即緩慢下降，再次表明時間序列是平穩(wěn)的。做y的最小根檢驗圖如下：在原假設(shè)H0:SKIPIF1<0或者SKIPIF1<0單位根的t檢驗值為：SKIPIF1<0而在1%，5%，10%三個顯著水平下單位根檢驗的臨界值分別為-3.689194，-2.971853，-2.625121顯然t的統(tǒng)計量小于相應(yīng)DW的臨界值從而不接受H0,表明我國從1978—2009年度最終消費(fèi)支出y是平穩(wěn)的時間序列，不存在單位根。其他的數(shù)據(jù)依此類推，結(jié)果表明x1，x2，x3，x4都存在單位根，而x5不存在單位根。分析數(shù)據(jù)，設(shè)立模型：從數(shù)據(jù)作為散點(diǎn)圖如下：由散點(diǎn)圖知道該數(shù)據(jù)之間肯定不成線性關(guān)系，故將Y,x1,X2X3X4改為lny，lnx1，lnx2，lnx3，lnx4對數(shù)形式，用其代表財政支出，財政收入稅收合計，GDP，所以根據(jù)其變化規(guī)律設(shè)立的模型為：lnYSKIPIF1<0=SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0接著做OLS檢驗得圖如下：SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0SKIPIF1<0（3）對該模型進(jìn)行推斷檢驗F檢驗：針對HSKIPIF1<0:SKIPIF1<0給定顯著性水平SKIPIF1<0=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=5,和n-k=10的臨界值FSKIPIF1<0(5,26)=2.59.由表中得到F=4969.633》FSKIPIF1<0（5,26)=2.579應(yīng)拒絕原假設(shè)HSKIPIF1<0:SKIPIF1<0，說明回歸方程顯著，在其他解釋變量不變的情況下，既“財政支出”和“財政收入”，“稅收合計”，“GDP”，“人均國民收入”聯(lián)合起來對“消費(fèi)支出”有顯著影響。T檢驗：HSKIPIF1<0:SKIPIF1<0=0（J=0,1,2,3,4,5,）,給定顯著性水平SKIPIF1<0=0.05，在t分布表中查出自由度為n-k=26的臨界值tSKIPIF1<0（26）=2.0555,由表中得3.420436，4.072460，-5.861692，3.636541，13.62497，-2.345224其絕對值都大于tSKIPIF1<0（26）=2.0555,，說明在顯著性水平SKIPIF1<0=0.05下，應(yīng)當(dāng)拒絕HSKIPIF1<0:SKIPIF1<0=0（J=0,1,2,3,4,5,），在其他解釋變量不變的情況下，即“財政支出”和“財政收入”，“稅收合計”，“GDP”，“人均國民收入”分別對“消費(fèi)支出”有顯著影響R2檢驗：由于RSKIPIF1<0=0.998955，當(dāng)RSKIPIF1<0接近于1，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度越好。修正可決系數(shù)SKIPIF1<01—（1—0.998955）SKIPIF1<00.998754，說明模型對樣本的擬合很好。（4）共線性檢驗：由上面檢驗可見該模型RSKIPIF1<0=0.998955，SKIPIF1<0可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值4969.633》FSKIPIF1<0=2.59明顯顯著。但是當(dāng)a=0.1時，tSKIPIF1<0（26）=1.7056不僅lnX2，X5，的系數(shù)t檢驗不顯著，而且他們的系數(shù)的符號都與預(yù)期的相反，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。計算各個解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇lnX1,lnX2,lnX3,lnX4X5,；的數(shù)據(jù)，得出的系數(shù)矩陣如表，由此相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各個解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，正式確實存在嚴(yán)重的多重共線性。修正多重共線性：采用逐步回歸的方法去檢驗和解決多重線性問題，先作Y對lnX1的一元線性回歸，回歸結(jié)果如下圖參數(shù)估計值為2.374632，t統(tǒng)計23.53180RSKIPIF1<0=0.948608，SKIPIF1<0,分別作lny對lnx1，lnx2，lnx3，lnx4，x5一元回歸模型分析，結(jié)果如下所示變量lnX1lnX2lnX3lnX4X5參數(shù)估計值2.3746322.5004432.8430480.491780

54.15719

T統(tǒng)計量23.5318022.3020824.9717756.8440528.87296

RSKIPIF1<00.9486080.9431150.9541000.9908010.965264

SKIPIF1<00.9468950.9412190.9525700.9904940.964106

其中加入X4的方程SKIPIF1<0=0.990494最大，以lnX4為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如表變量變量lnX1lnX2lnX3lnX4X5SKIPIF1<0lnX4lnX1-1.092361(0.205758)0.710622(0.041695)0.995013lnX4lnX2-1.403162(0.150936)0.757887(0.028962)0.997529lnX4lnX3-1.764372(0.228829)0.788738(0.038842)0.996776lnX4X50.815090(0.050394)-36.27534(6.403606)0.995332當(dāng)加入lnx4作為基礎(chǔ)變量時，SKIPIF1<0有所增加，但是其參數(shù)t的檢驗不明顯，且lnX1，lnX2，lnX3，X5，參數(shù)均為負(fù)值不合理，從相關(guān)系數(shù)也可以看出lnX1，lnX2，lnX3，X5，與lnX4的相關(guān)度很高，這就說明主要是lnX1，lnX2，lnX3，X5，引起的多重共線性，應(yīng)予以剔除掉。雖然lnX4的參數(shù)t值在a=0.05時為1.7056，但是在a=0.10顯著水平不為0.，可予以保留。最后的修正嚴(yán)重共線性影響后的回歸結(jié)果為：SKIPIF1<0T=（3.976599）（56.84405）SKIPIF1<0=0.990494RSKIPIF1<0=0.990801F=3231.246DW=0.096315（5）對于剩余變量的異方差性檢驗：在剩余的數(shù)據(jù)中是對全國的GDP和消費(fèi)支出的描述，而同一年中不同地區(qū)的GDP在匯報統(tǒng)計時都存在誤差，所以應(yīng)該對該模型進(jìn)行異方差性檢驗。首先設(shè)置變量et2并且繪制et2和lnx4的散點(diǎn)圖：判斷：由散點(diǎn)圖可以看出，殘差平方ei2對解釋變量lnx4的散點(diǎn)主要分布在圖形的斜向上方部分，大致可以看出，殘差平方ei2隨解釋變量lnx4的變動呈現(xiàn)增大的趨勢，因此可能存在異方差，但是否存在異方差性還得進(jìn)一步檢驗。Goldfield-quanadt檢驗：首先構(gòu)造兩個樣本區(qū)間建立回歸模型，樣本容量n=32，刪除中間1/4的觀測值即8個，剩余部分的兩個樣本區(qū)間：1—12和21—32，他們的樣本個數(shù)均為12個，即n1=n2=12。然后分別作來兩個樣本的OLS檢驗結(jié)果：A圖B圖由A圖得到殘差平方累加和SKIPIF1<0由B圖得到殘差平方累加和SKIPIF1<0，所以根據(jù)goldfeld-quanadt檢驗F統(tǒng)計量為SKIPIF1<0368.82591966判斷：在a=0.05下，上式中分子分母的自由度均為10，查F分布表臨界值F（10,10）=2.98，因為F=368.82591966>>F（10,10）=2.98,所以拒絕原建設(shè)，表明模型確實存在異方差。White檢驗：由于該模型是一元函數(shù)，故無交叉乘積項，因此選nocrossterms，則用輔助函數(shù):經(jīng)估計white檢驗結(jié)果如下：從表中R2=0.252336，NR2=8.074750.,由white檢驗知，在a=0.05下，查x2分布得到臨界值x20.05（2）=5.9915同時lnx4與lnx42的t檢驗值也很顯著。比較計算的x2統(tǒng)計量與臨界值，因為NR2=8.074750>x20.05（2）=5.9915，所以拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，表明模型存在異方差性。異方差修正：運(yùn)用最小加權(quán)估計過程，分別選用w1t=1/lnx4,w2t=1/lnx4^2,W3t=1/sqr(lnx4),經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)w2t的效果最好，下面是w2t檢驗結(jié)果SKIPIF1<0T=（-2.345066）（65.11528）SKIPIF1<0=0.992974RSKIPIF1<0=0.992740F=4240DW=0.040616(6)對現(xiàn)在該模型的自相關(guān)檢驗：對于該回歸方程的可決系數(shù)很高，回歸系數(shù)均顯著，對樣本容量為32，一個解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表dL=1.373,dU=1.502，模型中DW<dL，顯然消費(fèi)模型中有自相關(guān)，這一定可以從殘差圖中看出，如下圖：自相關(guān)的處理:為了解決自相關(guān)問題，選用廣義差分法。由模型可得殘差序列et，對殘差驚醒回歸分析生成命名為e的序列，由回歸結(jié)果可得e的回歸方程SKIPIF1<0由上式可知SKIPIF1<0對原模型驚醒廣義差分，課得到廣義差分方程如下：SKIPIF1<0對廣義差分方程進(jìn)行回歸，如下：其中SKIPIF1<0SKIPIF1<0由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量應(yīng)減少一個，為32個，查1%的顯著水平的DW統(tǒng)計表中可知dL=1.195,dU=1.307，而模型中DW=0.733032<dU，說明在1%的顯著水平下廣義差分模型中仍有自相關(guān)，再進(jìn)行迭代，直到無自相關(guān)，得到最后結(jié)果如下圖使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量應(yīng)減少9，為23個，查1%的顯著水平的DW統(tǒng)計表中可知dL=1.018,dU=1.187，而模型中DW=1.795312>dU，說明在1%的顯著水平下廣義差分模型中已無有自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代，且F,R2,t統(tǒng)計量均已達(dá)到理想水平。SKIPIF1<0se=(111.5836)(0.032043)RSKIPIF1<0=0.9923210，F(xiàn)=252.4738DW=1.795312SKIPIF1<0由此我們可得到最終個人實際消費(fèi)支出模型為：SKIPIF1<0經(jīng)濟(jì)意義檢驗：由中國消費(fèi)支出模型可知，，中國GDP邊際傾向為0.509143%，即中國總體GDP增加1%，全國消費(fèi)支出將增加0.509143%。（7）自回歸檢驗從上面結(jié)果可以看出lnx4的t統(tǒng)計量值顯著，表明當(dāng)期GDP的變化對當(dāng)期的消費(fèi)支出有一定影響，但是沒有顯現(xiàn)出這種影響的滯后性，為了分析其滯后性，我做了6年的分布滯后期模型估計，結(jié)果如下：從回歸結(jié)果表明lnx4各滯后期的系數(shù)變化規(guī)律不太顯著，表明GDP的變化對消費(fèi)支出的影響還需進(jìn)一步檢驗，而且t檢驗統(tǒng)計量值也不都顯著，因此我做了滯后期13年分布滯后模型估計，結(jié)果表明從lnx4到lnx4(-11)回歸系數(shù)都不顯著易于0，而lnx4(-12)的回歸系數(shù)t統(tǒng)計量為2.365940，在5%顯著水平下拒絕系數(shù)的為0的原假設(shè)。這一結(jié)果表明，當(dāng)期GDP對當(dāng)期消費(fèi)支出的影響顯現(xiàn)出來，因此我要提高模型的預(yù)測精度，我則要對模型進(jìn)行改進(jìn)。根據(jù)前面的分析可知，分布模型可以用自回歸分布滯后模型來代替，因此我們估計模型如下：SKIPIF1<0檢驗結(jié)果如下：四結(jié)論：（1）在政府支出，稅收合計，政府收入，GDP，人均國民收入等因素中，他們聯(lián)合起來對最終消費(fèi)支出的影響是顯著地，但是其中GDP對最終消費(fèi)支出的影響是最大的，雖然消費(fèi)支出屬于GDP中的一部分，但是隨著GDP的增長也拉動了最終消費(fèi)在不斷增長，且增長系數(shù)為0.509143。（2）我國最終消費(fèi)的增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率穩(wěn)步提高，表明我國經(jīng)濟(jì)快速增長正由生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)向消費(fèi)領(lǐng)域，從外貿(mào)拉動型向內(nèi)需推動型轉(zhuǎn)換。穩(wěn)步攀升的新一輪消費(fèi)增長，逐漸成為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的最重要因素，顯示出內(nèi)需拉動的強(qiáng)大動力，這一點(diǎn)由國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）影響消費(fèi)支出可以看出。建議：（1）在全球次貸危機(jī)剛過之后，中國還應(yīng)采取一系列措施擴(kuò)大內(nèi)需，促銷費(fèi)的政策，這樣才能促使我國經(jīng)濟(jì)上升到一個新臺階，新水平促使GDP增長，才能產(chǎn)生消費(fèi)結(jié)構(gòu)的重大變化和消費(fèi)能力的重大提升，保持經(jīng)濟(jì)增長。在擴(kuò)大內(nèi)需政策實施的同時還應(yīng)保持減緩消費(fèi)內(nèi)需下滑的趨勢，國家應(yīng)減少多項稅收促使消費(fèi)政策累積效應(yīng)顯現(xiàn)出來。參考文獻(xiàn)：中國統(tǒng)計年鑒2010鳳凰財經(jīng)網(wǎng)目錄TOC\o"1-2"\h\z\u第一章總論 11.1項目概況 11.2可行性研究報告編制依據(jù)及原則 11.3可行性研究報告的內(nèi)容 3第二章項目背景與建設(shè)的必要性 42.1項目建設(shè)的背景 42.2項目建設(shè)的必要性 52.3結(jié)論 5第三章效益分析 73.1社會效益 73.2經(jīng)濟(jì)效益 83.3環(huán)境效益 83.4評價結(jié)論 9第四章項目選址及建設(shè)條件 104.1項目選址 104.2項目建設(shè)地點(diǎn) 104.3項目建設(shè)條件 10第五章項目建設(shè)方案 17HYPERLIN