影響居民消費的因素分析

1、 影響居民消費的因素分析周口師范學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院11級統(tǒng)計學(xué)一班張乾坤201104070027摘要 在中國經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)程中，消費是伴隨其發(fā)展的一個重要內(nèi)容，伴隨著經(jīng)濟增長的加快，消費形式的變化也越來越快，消費作為我國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，起著不可替代的作用，只有把經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽績?nèi)需的增加上來，才能真正實現(xiàn)惠國惠民國策。凱恩斯認(rèn)為，短期影響個人消費的主觀因素比較穩(wěn)定，消費者的消費主要取決于收入的多少。但是大家都知道，收入的變動并非影響消費的全部原因。尤其在短期內(nèi)，有時邊際消費傾向可以為負(fù)數(shù)，即收入增加時消費反而減少，收入減少時消費反而增加；有時邊際消費傾向會大于1，即消費增加額大于收入增加

2、額。這些現(xiàn)象告訴我們，在日常生活中，除了收入，還有其他一些因素會影響消費行為。影響消費傾向的因素有主客觀兩個方面，主客觀的諸多因素相互制約相互影響。社會的消費量取決于期居民的收入數(shù)量、客觀環(huán)境及社會成員的主管需求、心理傾向和社會的收入分配原則等主客觀因素。主觀因素是指人性的心理特征、社會習(xí)俗和社會制度，這三方面具有相對穩(wěn)定性。本文利用1990年2009的二十年數(shù)據(jù)，選取了居民可支配收入、CPI、稅率、GDP四個因素分析對居民消費的影響，旨在說明其中的相互關(guān)系，為國家政策的制定與實施提供參考意見。關(guān)鍵詞 消費 收入CPI EViews引言改革開放以來，我國居民收入與消費水平不斷提高，居民消費結(jié)構(gòu)

3、升級和消費需求擴張成為我國經(jīng)濟高速增長的主要動力，特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，居民消費需求對國民經(jīng)濟發(fā)展的影響不斷增大，對國民經(jīng)濟產(chǎn)生的拉動作用。我國經(jīng)濟逐步由短缺經(jīng)濟走向過剩經(jīng)濟、由賣方市場轉(zhuǎn)向買方市場，社會消費需求不足，居民消費問題顯得更加突出。特別是對于如何啟動內(nèi)需，擴大居民消費變得越來越重要。因此，及時把握國民經(jīng)濟發(fā)展格局中居民消費需求變動趨勢，制定符合我國現(xiàn)階段情況的國民消費政策，對于提高我國經(jīng)濟增長速度和質(zhì)量都有重要意義。一、理論綜述1、凱恩斯的絕對收入假說凱恩斯在貨幣通論中提出了絕對收入假說,其主要理論觀點是認(rèn)為，人們的消費支出是由其當(dāng)期的可支配收入決定的。當(dāng)人們的可支配收入

4、增加時,其中用于消費的數(shù)額也會增加,但是消費增量在收入增量中的比重是下降的,因此隨收入的增加，人們的消費在收入中的比重是下降的， 而儲蓄在收入中所占的比重則是上升的。凱恩斯的消費函數(shù)，假定了消費是人們收入水平的函數(shù)，也稱為絕對收入消費函數(shù)。當(dāng)人們的可支配收入增加時，其中用于消費的數(shù)額也會增加,但是消費增量在收入增量中的比重是下降的,因此隨收入的增加，人們的消費在收入中的比重是下降的，而儲蓄在收入中所占的比重則是上升的。2、杜森貝利的相對收入假說該假說的基本思想是，在穩(wěn)定的收入增長時期，總儲蓄率并不取決于收入；儲蓄率要受到利率、收入預(yù)期、收入分配、收入增長率、人口年齡分布等多種因素變動的影響；在

5、經(jīng)濟周期的短周期階段中，儲蓄率取決于現(xiàn)期收入與高峰收入的比率，從而邊際消費傾向也要取決于這一比率，這也就是短期中消費會有波動的原因，但由于消費的棘輪作用，收入的減少對消費減少的作用并不大，而收入增加對消費的增加作用較大；短期與長期的影響結(jié)合在一起了。當(dāng)期收入和過去的消費支出水平?jīng)Q定當(dāng)期消費。該假說間接的說明了消費對于經(jīng)濟周期穩(wěn)定的作用。示范效應(yīng)：家庭消費決策主要參考其他同等收水家庭，即消費有模仿和攀比性。棘輪效應(yīng)：家庭消費即受本期絕對收入的影響，更受以前消費水平的影響。收入變化時，家庭寧愿改變儲蓄以維持消費穩(wěn)定。3、莫迪利安的生命周期假說生命周期假說將人的一生分為年輕時期、中年時期和老年時期三

6、個階段。年輕和中年時期階段，老年時期是退休以后的階段。一般來說，在年輕時期，家庭收入低，但因為未來收入會增加，因此，在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導(dǎo)致消費大于收入。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，因為一方面要償還青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，消費又會超過收入。因此，在人的生命周期的不同階段，收入和消費的關(guān)系，消費在收入中所占的比例不是不變的。生命周期假說理論認(rèn)為，由于組成社會的各個家庭處在不同的生命周期階段，所以，在人口構(gòu)成沒有發(fā)生重大變化的情況下，從長期來看邊際消

7、費傾向是穩(wěn)定的，消費支出與可支配收入和實際國民生產(chǎn)總值之間存在一種穩(wěn)定的關(guān)系。但是，如果一個社會的人口構(gòu)成比例發(fā)生變化，則邊際消費傾向也會變化，如果社會上年輕的和老年人的比例增大，則消費傾向會提高，如果中年人的比例增大，則消費傾向會降低。4、弗里德曼的持久收入假說弗里德曼認(rèn)為，要正確分析人們的消費行為對社會經(jīng)濟生活的影響，就必須嚴(yán)格區(qū)分兩種收入：一種是暫時性收入，另一種是持久性收入。與之相適應(yīng)，消費也應(yīng)該區(qū)分為暫時性消費和持久性消費。暫時性收入是指瞬間的、非連續(xù)性的、帶有偶然性質(zhì)的現(xiàn)期入，如工資、獎金、遺產(chǎn)、饋贈、意外所得等等；而持久性收入是與暫時的或現(xiàn)期的收入相對應(yīng)的、消費者可以預(yù)期到的長期

8、性收入，它實際上是每個家庭或個人長期收入的一個平均值，是消費者使其消費行為與之相一致的穩(wěn)定性收入。至于這個持久期限究竟長到何種程度，弗里德曼認(rèn)為最少應(yīng)是三年。二、實證分析消費水平是指一個國家一定時期內(nèi)人們在消費過程中對物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。筆者以分析居民消費水平為目的，同時考慮了其他一些指標(biāo)的分析需要，根據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)模型的構(gòu)思，在建模時作了如下處理：1、該模型為線性模型。2、主要采集的樣本是1990年至2009年20年間的完整數(shù)據(jù)3、模型中將居民消費水平作為被解釋變量，根據(jù)經(jīng)驗引入居民家庭可支配收入、居民消費價格指數(shù)、就業(yè)人數(shù)、人口數(shù)量對模型進(jìn)行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性

9、。(一) 參數(shù)估計設(shè)模型表達(dá)式為： =0+1x1+2x2+3 x3+4x4+i其中：居民消費水平（單位：元） x1: 居民家庭可支配收入（單位：元） x2：CPI（上年為100） x3: 稅收（單位億元） x4: GDP（單位：億元） i: 隨機干擾項表1：居民消費水平與相關(guān)影響因素數(shù)據(jù)表年份居民消費水平居民家庭可支配收入CPI（上年=100）稅收GDP19908332196.5103.12821.8618667.8219919322409.2103.42990.1721781.5199211162810.6106.43296.9126923.48199313933499114.74255.3

10、35333.92199418334717.2124.15126.8848197.86199523555860.7117.16038.0460793.73199627896765108.36909.8271176.59199730027250.4102.88234.0478973.03199831597587.199.29262.884402.28199933468064.3298.610682.5889677.05200036328533.4100.412581.5199214.55200138879226100.715301.38109655.22002414410178.499.21763

11、6.45120332.72003447511094.4101.220017.31135822.82004503212358103.924165.68159878.32005557313747.9101.828778.54184937.42006626315346.5101.534804.35216314.42007725517926.2104.845621.97265810.32008834920541.38105.954223.79314045.42009909822327.8299.359521.59340506.9利用Eviews軟件對模型的參數(shù)進(jìn)行OLS估計得到表2。表2：模型回歸結(jié)果

12、表Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 22:15Sample: 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.3500940.0409468.5501660.0000X2-5.5352641.792050-3.0887880.0075X3-0.0361320.013609-2.6550560.0180X40.0099510.0048432.0548480.0577C572.3253214

13、.63412.6665160.0176R-squared0.999734Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999663S.D. dependent var2406.042S.E. of regression44.18326Akaike info criterion10.62689Sum squared resid29282.41Schwarz criterion10.87582Log likelihood-101.2689F-statistic14082.14Durbin-Watson stat1.116087Prob(F-statis

14、tic)0.000000根據(jù)表2中的數(shù)據(jù)得到回歸結(jié)果：=572.325+0.350-5.535-0.036+0.010(214.63) (0.04) (-3.088) (-2.655) (2.055)T= (2.666) (8.550) (-3.089) (-2.655) (2.055)F=14082.14 DW=1.116=0.999734 =0.999663（二）模型檢驗與修正1、經(jīng)濟意義檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果說明，在假定其它變量不變的情況下，居民可支配收入每增長1元，居民消費就會增加0.35個元；在假定其它變量不變的情況下，CPI每增長一個百分點，居民消費就會減少5.535元；在假定其它變量不

15、變的情況下，稅收每增加1億元居民消費就會減少0.036元；在假定其它變量不變的情況下，GDP每增長1億元居民消費就會增加0.01元。這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。2、統(tǒng)計檢驗（1）擬合優(yōu)度檢驗由表2中數(shù)據(jù)可以得到： =0.999734，修正的可決系數(shù)為=0.999663，這說明模型對樣本的擬合很好。（2）T檢驗分別針對：=0（i=1,2,3,4），給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k=21臨界值 （n-k）=1.753。由表二中數(shù)據(jù)可得，與1、2、3 、4對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為2.666、8.550、-3.089、-2.655、2.055，其絕對值均大于 （n-k）=1.735，這說明分別

16、都應(yīng)當(dāng)拒絕：=0（i=1,2,3,4），也就是說，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“居民家庭可支配收入”（）、“CPI”（）、“稅收”（）、“GDP” ()分別對被解釋變量“財政收入”Y都有顯著的影響。（3）F檢驗針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=16的臨界值(3,16)=3.24，由表2中得到F=14082.14，由于F=14082.14 (3,16)=3.24,應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即“居民家庭可支配收入”、“CPI”、“稅收”、“GDP”等變量聯(lián)合起來確實對“居民消費水平”有顯著影響。3、多重共線性檢驗與修正（1）相關(guān)系數(shù)法由于模型涉及到的

17、參數(shù)較多考慮進(jìn)行一次多重共線性檢驗，建立相關(guān)系數(shù)矩陣如下表所示。表3：:相關(guān)系數(shù)矩陣表X1X2X3X4X11-0.3575349550.9807530.994751X2-0.357531-0.30959-0.32688X30.980753-0.3095931310.995049X40.994751-0.3268794110.9950491由表3可看出個解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是和，推測可能存在多重共線性。（2）逐步回歸法運用OLS方法分別求對各解釋變量進(jìn)行一元回歸，再結(jié)合表4的逐步回歸結(jié)果選出最好的模型如表5所示。表4：逐步回歸結(jié)果表cx1x2x3x4DWx1-2.3850.4080.

18、9992840.660022t-0.085162.797x1,x2571.5510.406-5.2790.9994510.833579t2.521172.744-2.546x1,x3-101.2690.439-0.0110.9994941.009424t-2.44740.664-2.91x1,x4-106.9410.463-0.0030.999451.035513t-2.22921.535-2.538x1,x2,x3370.0080.432-4.1870.0090.9995951.203938t1.7742.837-2.291-2.654x1,x3,x4-78.550.403-0.0230.0

19、040.9994830.921748t-1.5558.744-1.4420.802表5：修正后模型結(jié)果表Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/21/10 Time: 00:12Sample: 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C370.0077209.04391.7700000.0958X10.4320790.01008742.837180.0000X2-4.1868371.827808-2.2906330.

20、0359X3-0.0088810.003346-2.6538560.0173R-squared0.999659Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999595S.D. dependent var2406.042S.E. of regression48.42857Akaike info criterion10.77491Sum squared resid37525.22Schwarz criterion10.97406Log likelihood-103.7491F-statistic15627.42Durbin-Watson stat1.

21、203938Prob(F-statistic)0.0000004、序列相關(guān)性檢驗（1）DW檢驗當(dāng)k=3、n=20時，查表得=1.10，=1.54，DW=1.20，顯然DW，屬于不能確定的范圍。(2) LM檢驗由于DW檢驗不能確定是否存在自相關(guān)，故運用LM檢驗結(jié)果如下表所示：表6：LM檢驗結(jié)果表Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic2.567487Probability0.112228Obs*R-squared5.367108Probability0.068320Test Equation:Dependent Variable

22、: RESIDMethod: Least SquaresDate: 12/26/10 Time: 21:30Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2.582411191.57950.0134800.9894X10.0019380.0094010.2061130.8397X2-0.0694161.678461-0.0413570.9676X3-0.0007720.003157-0.2446050.8103RESID(-1)0.522897

23、0.2481672.1070320.0536RESID(-2)-0.4030160.265601-1.5173710.1514R-squared0.268355Mean dependent var5.02E-13Adjusted R-squared0.007054S.D. dependent var44.44110S.E. of regression44.28409Akaike info criterion10.66245Sum squared resid27455.12Schwarz criterion10.96117Log likelihood-100.6245F-statistic1.0

24、26995Durbin-Watson stat2.006796Prob(F-statistic)0.439091由上表看一看出LM=5.367，小于顯著性水平為5%、自由度為2的分布的臨界值 （2）=5.99，表明模型的干擾項已不存在自相關(guān)性。由上述結(jié)果得到的回歸方程為：=370+0.432-4.187-0.009（209.04）（0.01）（1.828）（0.003）T= (1.77) （42.837) (-2.29) (-2.65)F= 15627.42 DW=1.20=0.999659 =0.999595(三) 模型分析通過以上計量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：居民消費水平與居民可支配

25、收入、CPI、稅率存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消費存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費也會增加，但是消費的增加不及收入增加的多，居民可支配收入提高，有利于拉動消費的增長。CPI的提高意味著物價水平上漲，人們用同樣的財富所能購買的商品減少，因此會導(dǎo)致市場疲軟、消費水平的下滑。稅率的提高，一方面?zhèn)€人所得稅提高會減少人們的收入，從而抑制消費；另一方面消費稅、增值稅、印花稅、營業(yè)稅等稅種的提高在無形中轉(zhuǎn)嫁給了消費者，等同于提高了物價，所以也會造成消費水平的降低。而GDP的增長由于在計算過程中涉及到固定資長投資、消費水平、凈出口三個方面因素，故而對消費水平的影響就顯得不那么顯著。消費需求總體運行從計劃經(jīng)濟特殊模式到遵循市場經(jīng)濟一般規(guī)律，是經(jīng)濟市場化程度由量變到質(zhì)變的飛躍。隨著這一質(zhì)變的發(fā)生，我國經(jīng)濟增長的主要約束已經(jīng)由短缺經(jīng)濟時代的供給約束轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨蠹s束。就內(nèi)需而言，從社會再生產(chǎn)看，只有消費才是社會再生產(chǎn)的終點和新的起點，是真正的最終需求；而投資需求在一定意義上是消費需求的派生需求。從本質(zhì)上看，投資對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在為社會生產(chǎn)提供有效的生產(chǎn)手段上，而不是體現(xiàn)在對有效需求形成的貢獻(xiàn)。三、政策建議針對模型所反映的問題，我們可以從以下幾個方面采取措施進(jìn)一步提高居民消費水平：1、收入始終是影響消費的主要因素,因此為了擴大內(nèi)需