我国城镇居民人均消费支出影响因素的实证分析--金融计量与建模课程论文.doc

金融计量与建模课程论文

我国城镇居民人均消费支出影响因素的实证分析

姓名：黄静波
专业：金融学
学院：经济管理学院
学号：2012103217

我国城镇居民人均消费支出影响因素的实证分析

摘要：根据一般消费理论，收入和价格是决定消费的两个主要因素。而一国经济的发展与其居民的消费需求息息相关，因此在国际经济增长速度放缓，经济上行压力不断加大的情况下，扩大内需，增加居民消费成为了拉动经济增长的主要动因和最终力量。故本文根据统计学和金融计量分析方法，结合1978-2013年我国消费样本数据建立了多元线性回归模型，以城镇居民人均消费支出作为被解释变量，将城镇居民人均可支配收入、人均GDP以及消费价格指数CPI等作为解释变量进行回归分析，经过数据描述性统计、多重共线性和异方差的诊断和消除，得出城镇人均可支配收入与消费价格指数对城镇居民人居消费支出有显著的正向影响，并根据模型得出的结论为我国经济的增长提供可行性建议。

关键字：城镇居民 人均消费支出 人均可支配收入 GDP

一、 引言与理论基础
在社会总需求中, 消费需求是其重要的组成部分, 是宏观经济调控的重要工具。其运行的状况直接影响到生产、就业乃至整个经济系统。1998 年以来, 扩大内需成为国民经济重要发展方向。因此对居民消费行为的研究有助于了解国内的消费内情,对进一步缓解国内市场需求不足有着积极的作用。收入是决定居民消费需求的最基本因素之一, 无论在早期消费函数理论中还是在现代消费函数理论中, 这都是毋庸置疑的。经济学家们从不同角度认识与刻画消费函数，形成了以下四种常见的消费函数理论：
（一）凯恩斯的消费函数理论
凯恩斯的消费函数理论是他在《就业、利息和货币通论》（1936）一书中提出：总消费是总收入的函数。消费理论是凯恩斯宏观经济学的基石,也是现代宏观经济分析的研究热点。消费函数则是消费理论的基本表达工具。所谓消费函数, 就是消费与可支配收入之间的依存关系。在经典理论中这种依存关系表现为线性函数的形式：，式中C表示消费，Y表示收入，下标t表示时期，a为自发消费，b为边际消费倾向，其值介于0与1之间。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。
（二） 杜森贝里的消费理论
杜森贝里从消费的示范效应和棘轮效应两方面解释了长期消费函数与短期消费函数的矛盾。他认为消费者会受自己过去的消费习惯以及周围消费水准的影响来决定消费，从而消费是相对地决定的。在短期内消费函数受经济周期波动的影响，而使消费与收入偏离长期固定比例，但在长期过程中，人们的消费函数要受示范效应和棘轮效应的影响，使收入与消费保持一个稳定的关系。按他的看法，消费与所得在长时期维持一固定比率，故长期消费函数是从原点出发的直线，但短期消费函数则为有正截距的曲线。其函数形式为：长期消费函数表示为，CL是长期消费曲线，短期消费函数表示为
其中，CS 为短期消费，C0为短期消费路径在纵轴的正截距，CD为短期消费与C0的差额，t表示时期，t=1，2，… n。短期消费函数的正截距的产生，是因为消费者决定当期消费特别是决定经济衰退或萧条时期的消费时，相当大程度上受到经济景气时期消费习惯（或者说是消费支出水平）以及当期收入的影响。
从以上叙述可以看到，相对收入消费理论的核心在于消费者的消费容易随收入的增加而增加，但不易随收入的减少而减少，这就是所谓的消费量“上去容易下来难”的“棘轮效应”。
另外，相对收入消费理论还论述了消费方面的“示范效应”，即消费者的消费受到周围人们消费水平的影响，特别是低收入者因攀比心理、提高社会相对地位的愿望等因素而使自身的消费处于和收入不相称的较高水平，在社会收入增多的情况下自然就提高了短期消费水平。
（三） 生命周期假说
生命周期假说也称生命周期假设消费函数模型，是由美国经济学家F·莫迪利安尼和R·布伦贝格、A·安东共同提出来的。莫迪利安尼认为，理性的消费者要根据一生的收入来安排自己的消费与储蓄，使一生的收入与消费相等。家庭的收入包括劳动收入和财产收入，所以家庭的消费函数是：
在上式中，C为消费支出，WR为财产收入，YL为劳动收入，a为财产收入的边际消费倾向，c为劳动收入的边际消费倾向。
（四） 持久收入假说
持久收入假说是由美国著名经济学家弗里德曼提出的，他认为居民消费不取决于现期收入的绝对水平，也不取决于现期收入和以前最高收入的关系，而是取决于居民的持久收入。也就是说，理性消费者为了实现效应最大化，不是根据现期的暂时性收入，而是根据长期中能保持的收入水平即持久收入水平来作出消费决策的。这一理论将人们的收入分为暂时性收入和持久性收入，并认为消费是持久性收入的稳定函数，用公式表示即： 式中，Ct为现期消费支出，c为边际消费倾向，YP t 为现期持久收入。持久收入是指消费者可以预期的长期收入，即预期在较长时期中可以维持稳定的收入流量。
尽管上述几种理论侧重不同, 但都归结于收入线性地(成比例地)决定消费本文将以上述理论为基础，建立我国城镇居民消费模型，用实证分析的方法对影响我国城镇居民人均消费支出的因素作出实证分析，找出其主要影响因素，并针对分析结果为扩大城镇居民的消费需求提出合理有效的建议。

二、 变量与数据
在本文中所研究的对城镇居民人均消费支出（Ct）的影响因素有：人均可支配收入（Y）、价格指数（CPI）、人均GDP。
选择1978-2013年我国人均消费水平作为样本，其样本数据如表1。根据样本数据作出被解释变量Ct与解释变量Yt 、人均GDPt、CPI之间的关系可以判断C与Y、人均GDP、CPI之间存在明显的线性关系，根据上述理论建立模型来研究我国城镇居民人均消费支出。

表1 我国城镇居民消费模型样本观测数据 （1978-2013）单位：元
年份
人均消费支出 C
人均可支配收入 Y
人均GDP
CPI(1978年=100)
1978
311.2
343.4
381
100.0
1979
356.2
387.0
419
106.1
1980
412.4
477.6
463
109.5
1981
456.8
491.0
492
112.2
1982
471
526.0
528
114.4
1983
505.9
564.0
583
116.7
1984
559.4
651.0
695
119.9
1985
673.2
739.1
858
131.1
1985
799
899.0
963
139.6
1987
884.4
1002.0
1112
149.8
1988
1104
1181.0
1366
177.9
1989
1211
1373.0
1519
209.9
1990
1278.9
1510.2
1644
216.4
1991
1453.8
1700.6
1893
223.8
1992
1671.7
2026.6
2311
238.1
1993
2110.8
2577.4
2998
273.1
1994
2851.3
3496.2
4044
339.0
1995
3537.6
4283.0
5046
396.9
1996
3919.5
4838.9
5846
429.9
1997
4185.6
5160.3
6420
441.9
1998
4331.6
5425.1
6796
438.4
1999
4615.9
5854.0
7159
432.2
2000
4998
6280.0
7858
434.0
2001
5309
6859.6
8622
437.0
2002
6029.9
7702.8
9398
433.5
2003
6510.9
8472.2
10542
438.7
2004
7182.1
9421.6
12336
455.8
2005
7942.9
10493.0
14185
464.0
2006
8696.6
11759.5
16500
471.0
2007
9997.5
13785.8
20169
493.6
2008
11242.9
15780.8
23708
522.7
2009
12264.6
17174.7
25608
519.0
2010
13471.5
19109.4
30015
536.1
2011
15160.9
21809.8
35198
565.0
2012
16674.3
24564.7
38459
579.7
2013
18022.6
26955.1
41908
594.8
三、 我国城镇居民人均消费支出模型的建立
(一)建立模型
根据消费理论， 某一时期消费水平由该时期收入所决定。在我国，居民消费是在国内生产总值（GDP）经过初次分配和再次分配后形成的。而在进行收入分配时，必须考虑已达到的消费水平状况，以保持政策连续性；当年消费安排必须考虑上年已实现的消费。因此，在建立我国城镇居民消费函数模型时， 以某一时期人均消费支出作为被解释变量，以当期人均可支配收入Y、当期人均GDP 、消费者价格指数CPI作为解释变量。当然，影响消费的因素还有很多，如利率、价格、预期、收入分配等，本文并不将其列入研究变量范围。
根据一般消费理论来研究消费行为的定量关系，建立以下消费函数模型：
（1）
其中：Ct 是某年城镇居民人均消费支出；Yt是某年城镇居民人均可支配收入；GDP是当年人均国内生产总值；CPI为当年消费价格指数；μ为除当年GDP、CPI、人均可支配收入Y以外的因素。
（二）模型参数估计
利用EVIEWS软件对模型（1）及上述样本用OLS方法估计模型，得回归方程：
Ct = -142.3361 + 0.786588Yt - 0.092336GDPt + 2.108458CPIt （2）
St : 63.85646 0.075745 0.043348 0.45379
t : -2.229001 10.38462 - 2.130120 4.646301
R2=0.999472 F=20180.60 DW=0.619456

Ct = -208.2033 + 0.625663Yt + 2.925178CPIt (3)
St : 58.78857 0.005766 0.255416
t : -3.541560 108.5039 11.45262
R2 =0.9999397 F=27338.14 DW=0.429753

Ct = -486.7442 + 0.356636GDPt + 6.236848CPIt (4)
St : 112.3313 0.006456 0.450454
t : -4.333112 55.24211 13.84569
R2 = 0.997691 F= 7130.707 DW= 0.446750
根据样本数据，运用OLS方法可得出人均可支配收入Y与人均GDP的函数方程为：
Y t = 704.6709 + 0.632990GDPt （5）
可以看出人均可支配收入Y与人均GDP成正相关关系。
（三） 模型检验
1、经济意义检验 从经济意义上检验参数估计量。在回归方程（2）中，除人均GDP的参数a2= -0.092336 为负值外，a0、a1、 a3 均大于0 。即人均GDP与人均消费支出Ct是负相关。但是根据实际经济情况，我们可以推知随着国内生产总值GDP的逐年攀升，居民人均收入应是增加的，人均消费支出也应相应增长，即人均消费水平应与人均GDP成正相关关系。在回归方程（3）和（4）中，解释变量Yt与CPIt和被解释变量Ct成正相关关系，解释变量GDPt与CPIt 和被解释变量Ct成正相关关系。所以结合实际经济情况，由回归方程（4）可知回归方程（2）中参数a2= -0.092336有问题，a2为负值的原因是人均可支配收入Y与人均GDP成正相关关系。
2、自相关性检验 回归方程（2）、（3）、（4）的回归分析中DW的值分别为0.619456、0.429753、0.446750 ，因为n=36，α=0.05 ，k=3时dL=1.29,dU=1.65;k=2时，dL=1.35,dU=1.59
DW的值均不在dL-dU之间，所以三个回归方程均不存在自相关性。
3、 异方差性的检验 采取怀特（White）方法进行异方差检验，原模型分别为式（3）、式（4），假设异方差与解释变量Y、CPI（或GPD、CPI）的一般线性关系为：
(3-1) (4-1)
White检验的统计量是：m=nR2
其中：n是样本观测量；R2是检验回归式的拟合优度。nR2服从自由度为5的分布。于是可由相伴概率作出是否拒绝原假设的结论。

式（3-1）的怀特检验

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic
19.98387
    Prob. F(5,30)
0.0000
Obs*R-squared
27.68715
    Prob. Chi-Square(5)
0.0000
Scaled explained SS
30.59416
    Prob. Chi-Square(5)
0.0000

m=nR2=27.69 ﹤ 接受原假设，表明原模型不存在异方差性。
式（4-1）的怀特检验

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic
4.887945
Prob. F(5,30)
0.0022
Obs*R-squared
16.16154
Prob. Chi-Square(5)
0.0064
Scaled explained SS
11.34063
Prob. Chi-Square(5)
0.0450

m=nR2=16.16﹤ 接受原假设，表明原模型不存在异方差性。
3、多重共线性检验 利用判定系数法来检验解释变量之间的共线性，OLS方法估计结果如下： Y t = 704.6709 + 0.632990GDPt （5）

Dependent Variable: YT

Method: Least Squares

Date: 06/24/15 Time: 20:42

Sample: 1978 2013

Included observations: 36

Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  

C
704.6709
124.9945
5.637615
0.0000
GDPT
0.632990
0.008279
76.45387
0.0000

R-squared
0.994217
    Mean dependent var
6824.317
Adjusted R-squared
0.994047
    S.D. dependent var
7465.563
S.E. of regression
576.0202
    Akaike info criterion
15.60412
Sum squared resid
11281174
    Schwarz criterion
15.69209
Log likelihood
-278.8741
    Hannan-Quinn criter.
15.63482
F-statistic
5845.194
    Durbin-Watson stat
0.192366
Prob(F-statistic)
0.000000

可以看出，变量显著性和方程显著性极高，拟合优度也很好，说明变量之间存在共线性。直接剔除次要或可替代的解释变量以解决共线性问题。
4、模型最终回归方程形式
删除变量GDPt，运用OLS方法得到新模型： 的回归方程 Ct = -208.2033 + 0.625663Yt + 2.925178CPIt (3)
St : 58.78857 0.005766 0.255416
t : -3.541560 108.5039 11.45262
R2 =0.9999397 F=27338.14 DW=0.429753
方程总体线性高度显著，变量高度显著，拟合优度很高，具有很好的统计性质，运用回归检验法戈里瑟法对方程进行计量经济学检验， 可知方程不存在序列相关性和异方差性。

四、 结论与建议
从对1978-2013年我国城镇居民人均消费支出的计量分析可知，我国城镇居民人居消费支出主要由人均可支配收入决定，并且CPI对人均消费水平也有显著影响，但是在回归方程（4）人均GDP对人均消费支出的影响也是显著的。从模型经济意义上分析，我国城镇居民人均可支配收入每增加一元，人均消费支出约增加0.63元。人均GDP每增加一元，城镇居民人均消费支出约增加0.36元。
根据上文分析可知，应主要靠增加城镇居民人均可支配收入来提高我国居民消费水平，而人均可支配收入的增长主要靠人均GDP的增长来拉动。并且我们可以通过减税、增加转移支付等措施来提高个人可支配收入，进而增加消费，实现经济的可持续发展。

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