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影响居民消费水平的主要因素分析

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影响居民消费水平的主要因素分析
经济背景及研究的意义
通过对影响居民消费水平的主要因素分析揭示中国居民消费水平的现状及问题，消费是人类社会经济生活中的重要行为和过程，任何社会都离不开消费。在我国，随着社会主义市场经济体制的确立，消费在全民经济生活中的作用更显重要。可以这样概括的说，消费活动是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求；但另一方面，消费活动又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。国家一系列决策和尚待解决的问题很大程度上是既源于消费，又回归到消费。正因为如此，研究消费水平对于正处于转型期的我国经济有极其重要的经济意义。

时间
总消费水平Y
城镇居民消费水平Y1
农村居民消费水平Y2
国民收入X1
城镇居民国民收入X4
农村居民国民收入X6
通货膨胀率X2
利率X3
1978
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
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
485
805
376
10201.4
899.6
423.76
6

1987
550
1089
417
11954.5
1002.2
462.55
7.3

1988
693
1431
508
14922.3
1181.4
544.94
18.5

1989
762
1568
553
16917.8
1375.7
601.5
17.8

1990
803
1686
571
18598.4
1510.2
686.3
2.1

1991
896
1925
621
21662.5
1700.6
708.6
2.9
0.0189
1992
1070
2356
718
26651.9
2026.6
784
5.4
0.018
1993
1331
3027
855
34560.5
2577.4
921.6
13.2
0.0254
1994
1746
3891
1118
46670
3496.24
1221
21.7
0.0315
1995
2236
4874
1434
57494.9
4283
1577.74
14.8
0.0315
1996
2641
5430
1768
66850.5
4838.9
1926.1
6.1
0.0303
1997
2834
5796
1876
73142.7
5160.3
2090.1
0.8
0.0266
1998
2972
6217
1895
76967.2
5425.1
2162
-2.6
0.0158
1999
3138
6796
1927
80579.4
5854
2210
-3
0.0118
2000
3397
7402
2037
88254
6280
2253.42
-1.5
0.0099
2001
3609
7761
2156
95727.9
6859.6
2366.4

0.0099
2002
3791
7972
2259
103553.6
7702.8
2475.63

0.0072
数据来源：《中国统计年鉴》

模型设定及检验
根据现实的经济生活观察和经验，我们试图引入以下变量：国民收入，通货膨胀率，利率。国民收入是一切经济活动的来源，当期消费是基于上一期或是几期的收入而发生的；通货膨胀率则会通过影响一国居民实际购买能力来影响实际的消费水平；利率对消费的影响主要是通过影响居民用于储蓄的货币量来间接影响消费水平。当然除了以上的因素之外，还存在着其他的因素无法通过模型反映出来，为此，我们将其归入随机扰动项M。即得到以下模型：

1.我们设定模型为Y=aX1+bX2+cX3+u
其中Y为居民消费水平，X1,X2,X3分别为国民收入，通货膨胀率和利率。
对所有变量采用最小二乘法，得出

Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/23/04 Time: 15:27
Sample(adjusted): 1991 2000
Included observations: 10 after adjusting endpoints

Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.

X1
0.037598
0.000417
90.08623
0.0000
X2
-5.775128
1.853065
-3.116528
0.0207
X3
3208.558
1718.620
1.866939
0.1111
C
35.33039
38.16182
0.925805
0.3903

R-squared
0.999484
Mean dependent var
2226.100
Adjusted R-squared
0.999226
S.D. dependent var
909.0991
S.E. of regression
25.28739
Akaike info criterion
9.587664
Sum squared resid
3836.714
Schwarz criterion
9.708698
Log likelihood
-43.93832
F-statistic
3875.355
Durbin-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=(90.086) (-3.117) (1.867) (0.926)
R2=0.999484 F=3875.355 DW=2.107

由回归式可看出，可决系数高，t检验和F检验显著，模型拟合较好，且DW值表明模型不存在自相关。对模型用ARCH检验进行异方差检验，发现不存在异方差。
从经济角度看，(1)国民收入每提高一个单位会使得居民的消费水平提高0.0376个单位，，(2)随着通货膨胀率上升一个百分比而下降5.775个单位，(3)利率每上升一个百分比会使居民消费水平上升3208.558个单位。
事实上，利率上升会使得消费水平下降，即利率与消费水平成反向变动，而由模型得出的结果是利率与消费水平同向变动，这可能是由于模型中存在多重共线性导致的，做相关系数矩阵得

X1
X2
X3
X1
1
-0.5019366
-0.3026271
X2
-0.5019366
1
0.7908368
X3
-0.3026271
0.7908368
1

可以看出通货膨胀率和利率存在较高的共线性。对模型中单个变量回归后发现消费水平对收入的线性关系较强，拟合度较好，即

Y=0.037X1+91.587
(0.000279) (13.569)
t=(132.67) (6.749)
R=0.998695 F=17601.34 DW=0.770463

因此采用逐步回归法将其余变量逐一引入得
对X1，X2回归得：Y=0.037X1-0.9656X2+93.659 （1）
(0.00026) (1.075)
t=(143.839) (-0.898)
R2=0.9991 F=10989.61 DW=1.0702
对X1，X3回归得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742 (2)
(0.000861) (2583.126)
t=(43.213) (0.583)
R2=0.997 F=1317.796 DW=0.901
对比得出(1)式较好，但是存在自相关。选取(1)进行修正

Dependent Variable: BY
Method: Least Squares
Date: 12/23/04 Time: 16:19
Sample(adjusted): 1981 2000
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
BX1
0.037420
0.000416
89.86640
0.0000
BX2
-0.944260
1.201785
-0.785715
0.4428
C
52.20433
11.94907
4.368904
0.0004
R-squared
0.997996
Mean dependent var
800.4245
Adjusted R-squared
0.997760
S.D. dependent var
630.9634
S.E. of regression
29.86327
Akaike info criterion
9.768617
Sum squared resid
15160.85
Schwarz criterion
9.917977
Log likelihood
-94.68617
F-statistic
4232.393
Durbin-Watson stat
1.734102
Prob(F-statistic)
0.000000
得：
Y=0.037X1-0.944X2+52.204
(0.000416) (1.202)
t=(89.866) (-0.786)
R2=0.998 F=4232.393 DW=1.734

2. 从城乡居民收入差距看，据测算，农村居民收入比城市居民大约落后1O年，二者平均每人年收入差距从1985年的1．86倍，扩大为l990年的2．22倍，再扩大为1995年的2.71倍，二者收入的绝对差距从1980年的286．3元，增加到1985年的341．5元，l990年的823．9元，再增加到1995年的2705．3元；从农村和城镇居民内部的收入差距看，农村居民内部的最高最低人均年收入，从1985年的3．15倍，扩大为l990年的4．43倍，再扩大为l995年的4．82倍。城镇居民中1996年收入最高的20％与收入最低的20％的家庭，人均生活费收入之比由1981年的2.3：1扩大到4.2：l。如图

由于中国居民收入目前存在明显的城乡差别，因此对城乡收入对消费水平的影响分别分析。
1.城镇居民收入对其消费水平的影响分析
根据持久收入假定，设城镇消费水平函数为：lnY1=C+b1lnX4+b2lnX5 （其中X4代表城镇居民当期收入,X5代表城镇居民持久收入，是由城镇居民收入三期值的移动平均值计算出来）

Dependent Variable: LY1
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 12:48
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LX4
0.921612
0.243912
3.778459
0.0012
LX5
0.102494
0.243280
0.421300
0.6780
C
-0.067591
0.107958
-0.626083
0.5383
R-squared
0.996510
Mean dependent var
7.651772
Adjusted R-squared
0.996161
S.D. dependent var
0.994314
S.E. of regression
0.061609
Akaike info criterion
-2.614899
Sum squared resid
0.075914
Schwarz criterion
-2.466791
Log likelihood
33.07134
F-statistic
2855.146
Durbin-Watson stat
1.589603
Prob(F-statistic)
0.000000

LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591
(0. 243912) (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，可决系数高, F检验显著，模型的拟合效果较好,模型不存在自相关。对比而言，当期收入对消费水平的影响比持久收入对消费水平的影响更大。

2.农村居民收入对其消费水平的影响分析
根据持久收入假定，设城镇消费水平函数为：lnY2=C+b1lnX6+b2lnX7 （其中X6代表农村居民当期收入,X7代表农村居民持久收入，是由农村居民收入三期值的移动平均值计算出来。）

Dependent Variable: LY2
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 20:25
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LX6
1.126033
0.173563
6.487762
0.0000
LX7
-0.103261
0.169024
-0.610925
0.5481
C
-0.284476
0.091022
-3.125356
0.0053
R-squared
0.997436
Mean dependent var
6.561687
Adjusted R-squared
0.997180
S.D. dependent var
0.864957
S.E. of regression
0.045934
Akaike info criterion
-3.202096
Sum squared resid
0.042199
Schwarz criterion
-3.053988
Log likelihood
39.82410
F-statistic
3890.366
Durbin-Watson stat
0.930944
Prob(F-statistic)
0.000000

LNY2=1.126033LNX6-0.103261LNX7-0.284476
(0. 173563) (0.169024) (0.091022)
T=(6.487762) (-0.610925) (-3.125356)
R2=0.997436 F=3890.366 DW=0.930944

存在自相关，修正后得

Dependent Variable: LY2
Sample(adjusted): 1981 2002
Included observations: 22 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 13 iterations
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LX6
1.050884
0.222193
4.729595
0.0002
LX7
-0.015882
0.219119
-0.072481
0.9430
C
-0.364877
0.143752
-2.538233
0.0206
AR(1)
0.466261
0.203784
2.288018
0.0345
R-squared
0.998197
Mean dependent var
6.624410
Adjusted R-squared
0.997896
S.D. dependent var
0.830050
S.E. of regression
0.038070
Akaike info criterion
-3.535806
Sum squared resid
0.026088
Schwarz criterion
-3.337434
Log likelihood
42.89386
F-statistic
3321.644
Durbin-Watson stat
1.457632
Prob(F-statistic)
0.000000
Inverted AR Roots
.47

LNY2=1.050884LNX6-0.015882LNX7-0.364877
(0. 222193) (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，可决系数高, F检验显著，模型的拟合效果较好,模型不存在自相关。但是持久收入的系数为负，与实际经济意义不符。应删除，得到新模型为：

LNY2=0.996LNX6-0.082
(1. 0129) (0.0855)
t=(76.974) (-0.959)
R2=0.996 F=5925.044

因此，农村居民消费水平实际上主要是受到暂时收入的影响。这是由于对于农民而言，未来收入具有不确定性，且其收入水平较低，很难有多余的收入用于储蓄。

 回归结果表明:城乡居民消费对暂时收入的敏感性较强, 暂时收入对城镇居民消费的弹性系数为0.921612 ,远高于持久性收入对居民消费的弹性系数0.102494。持久收入与暂时收入相比,城乡居民的当期消费主要取决于暂时收入的变化.
下面采用局部调整――自适应模型对中国的国民收入回归得出的结果可以进一步证明：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 13:38
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
X1
0.025901
0.003061
8.460187
0.0000
Y(-1)
0.607868
0.160613
3.784665
0.0013
Y(-2)
-0.314728
0.097042
-3.243205
0.0043
C
75.93447
13.26477
5.724524
0.0000
R-squared
0.999248
Mean dependent var
1513.522
Adjusted R-squared
0.999129
S.D. dependent var
1253.101
S.E. of regression
36.98219
Akaike info criterion
10.21552
Sum squared resid
25985.96
Schwarz criterion
10.41300
Log likelihood
-113.4785
F-statistic
8413.207
Durbin-Watson stat
1.325993
Prob(F-statistic)
0.000000

H＝2.53538>h(0.05)=1.96,存在自相关，修正

Dependent Variable: LY
Method: Least Squares
Date: 12/22/04 Time: 13:42
Sample(adjusted): 1980 2002
Included observations: 23 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LX1
0.636115
0.069279
9.181885
0.0000
LY(-1)
0.351416
0.144554
2.431034
0.0251
LY(-2)
-0.069698
0.098038
-0.710928
0.4858
C
-1.404731
0.178082
-7.888116
0.0000
R-squared
0.999029
Mean dependent var
6.923205
Adjusted R-squared
0.998875
S.D. dependent var
0.962760
S.E. of regression
0.032287
Akaike info criterion
-3.871540
Sum squared resid
0.019806
Schwarz criterion
-3.674062
Log likelihood
48.52271
F-statistic
6514.231
Durbin-Watson stat
2.242579
Prob(F-statistic)
0.000000

LNYt=0.636LNXt+0.351LNYt-1-0.0697 LNYt-2-1.405
(0.069) (0.0.145) (0.098) (0.178)
t=(9.182) (2.431) (-0.711) (-7.888)
R2=0.999 F=6514.231 DW=2.243
得h=0.80712<h(0.05)=1.96,所以不存在自相关。由上式可知，修正后的模型可决系数高，t检验和F检验显著，模型的拟合效果较好。由上回归结果可得出，居民消费水平不仅受到现期收入的影响，还受到过去消费水平的影响。

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