影響北京市居民消費(fèi)的因素分析

1、影響北京市居民消費(fèi)的因素分析內(nèi)容摘要：本文根據(jù)樣本數(shù)據(jù)直觀的確定了北京市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的函數(shù)模型，并從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，結(jié)合消費(fèi)函數(shù)的經(jīng)濟(jì)理論，通過對模型經(jīng)濟(jì)意義、統(tǒng)計(jì)意義、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的檢驗(yàn)，對模型反復(fù)修正與改進(jìn)，最終確定影響北京市居民消費(fèi)的主要因素，從一個側(cè)面說明我國居民的消費(fèi)行為。并提出我們的一些想法。關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值 可支配收入 異方差性 多重共線性 自相關(guān)性一、前言：1、引言經(jīng)濟(jì)社會中，影響消費(fèi)的因素有很多，如：收入水平、收入分配情況、家庭財產(chǎn)狀況、商品價格水平，消費(fèi)者偏好等等。在我國，居民消費(fèi)是在國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)過初次分配和再分配后形成的，所以，國內(nèi)生產(chǎn)總值是居民消費(fèi)的一個影響

2、因素。而且，居民消費(fèi)支出的多少很大程度上取決于居民收入的狀況，居民儲蓄的增加也直接影響到消費(fèi)支出。還包括許多的非收入因素，比如：計(jì)算機(jī)普及率、城市地區(qū)收入分配差異、農(nóng)村地區(qū)收入分配差異、社會保障、勞動力流動水平及城市化率等等，都會對居民的消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般分析，影響消費(fèi)的因素主要有：第一，利息；第二，價格；第三，收入。這三種影響消費(fèi)的因素在我國也都會對消費(fèi)發(fā)生作用，例如，利息的降低會引發(fā)消費(fèi)的增加。但是，從我國的現(xiàn)實(shí)狀況來看，似乎價格與利息對消費(fèi)的影響作用是有限的，甚至有相反的作用。例如，1998年至今的幾次降息，并為完全引發(fā)消費(fèi)的較大增加。又例如，我國價格已連續(xù)21個月下降

3、，但并未引發(fā)消費(fèi)的較大增加，而且大有價格越降而消費(fèi)增長越慢的趨勢。聯(lián)想到80年代末期和90年代初期價格越漲而消費(fèi)越增加的情況，似乎完全可以得出消費(fèi)與價格成反向發(fā)展的結(jié)論，并不是價格降低而消費(fèi)增加。因此，在啟動需求中，應(yīng)該看到價格與利息在我國對消費(fèi)發(fā)生作用的特殊性。不能一味靠降息與降價來啟動消費(fèi)。使經(jīng)濟(jì)降息與降價使經(jīng)濟(jì)更“冷”，缺乏人氣，會加重消費(fèi)不足的壓力。消費(fèi)是社會再生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，在市場經(jīng)濟(jì)條件下消費(fèi)作為最終消費(fèi)的重要組成部分之一，對生產(chǎn)的正常發(fā)展和國民經(jīng)濟(jì)快速增長具有重要的拉動作用。這種拉動作用主要表現(xiàn)在兩個方面：其一，消費(fèi)是gdp使用額的組成部分，在消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)正站之間沒有中間環(huán)節(jié)，

4、在生產(chǎn)能力的界限之內(nèi)，消費(fèi)的增長直接就是經(jīng)濟(jì)的增長；其二，消費(fèi)拉動投資（組要是引致投資），投資又拉動經(jīng)濟(jì)增長。在gdp的構(gòu)成中，一般來說消費(fèi)率比投資率更大，進(jìn)而經(jīng)濟(jì)增長的消費(fèi)彈性比經(jīng)濟(jì)增長的投資彈性也要大，所以消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。而在總消費(fèi)中，居民消費(fèi)又占絕大部分。因此，研究居民的消費(fèi)有很重要的意義。2、模型選擇的原理消費(fèi)受很多因素影響，其中最重要的是收入。因此我們結(jié)合了凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論和布蘭查德的消費(fèi)函數(shù)理論來建立北京市人們消費(fèi)函數(shù)的理論模型。凱恩斯認(rèn)為消費(fèi)取決于當(dāng)期絕對收入水平,而與利率水平關(guān)系不大，它的理論主要包括：實(shí)際消費(fèi)是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)；絕對收入指現(xiàn)期、絕對、實(shí)際收入；

5、并且邊際消費(fèi)傾向的大小介于0和1之間。用公式表示為：c=b*y，其中，稱為平均消費(fèi)傾向b（cy），如果分析新增加消費(fèi)占新增加收入的比例，則稱為邊際消費(fèi)傾向，即：mpc=cy，于是根據(jù)這些基本原理可看出，消費(fèi)和收入關(guān)系有三種情況，如下所示：cy，apc1capc0c=y，apc=1由此可看出上述c和y變化規(guī)律，也可看出mpc是c=c0+by的斜率。再由布蘭查德的消費(fèi)理論，我們可以知道，gdp的增長會使人們的可支配收入增加，進(jìn)一步的影響消費(fèi)的增加，他的理論還闡述了這樣一個原理，即消費(fèi)水平和儲蓄成負(fù)向的線性關(guān)系。綜合上述兩種理論，我們構(gòu)建了北京居民消費(fèi)函數(shù)的理論模型。二、建立模型我們選取居民消費(fèi)y做

6、因變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值p、可支配收入i、儲蓄余額s做解釋變量，具體數(shù)據(jù)如下： （單位：億元）年份t居民消費(fèi)y國內(nèi)生產(chǎn)總值p可支配收入i儲蓄余額s1978359.861290365.4185.801979408.661391414.95204.711980490.441582501.36255.851981511.431558514.14295.311982534.821704561.05352.761983574.061977590.47450.811984666.752308693.70563.861985923.322704907.72720.8219861067.3829551067.52

7、895.6519871147.6033381181.871180.3519881455.5541251436.971393.0819891520.4144991787.082014.3119901646.0548811787.082793.9119911860.1757812040.433658.5719922134.6668052363.684742.9219932939.6082403296.046824.3319944134.12102654731.2410288.0019955019.76130735868.3613638.0419965729.45150446885.4818436.

8、7919976531.81167357813.1121439.47根據(jù)以上數(shù)據(jù)，分別作y與p、i、s的散點(diǎn)圖，如下所示：由圖我們可以看出，y與3個解釋變量之間基本上滿足線性關(guān)系，因此我們假設(shè)消費(fèi)函數(shù)的理論模型為：其中， y居民消費(fèi)待定參數(shù) i可支配收入 s儲蓄 隨機(jī)擾動項(xiàng)由下圖可以看出，模型的設(shè)定總體上還不錯：三、參數(shù)估計(jì)我們采用eviews軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行ols估計(jì)，輸出結(jié)果如下：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/14/03 time: 22:00sample: 1978 1997included observations

9、: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob. p0.0539610.0312841.7248980.1038i0.8579750.0919149.3345370.0000s-0.0510410.015858-3.2185670.0054c-6.32750633.77950-0.1873180.8538r-squared0.999433 mean dependent var1982.795adjusted r-squared0.999327 s.d. dependent var1893.425s.e. of regression49.1226

10、7 akaike info criterion10.80337sum squared resid38608.59 schwarz criterion11.00252log likelihood-104.0337 f-statistic9404.124durbin-watson stat2.375911 prob(f-statistic)0.000000d equation.3 關(guān)系，因此我們假設(shè)他y=-6.327506+0.053961*p+0.857975*i-0.051041*s+t=(-0.187318) (1.724898) (9.334537) (-3.218567) r2=0.99

11、9433從回歸結(jié)果可以看出，可決系數(shù)r-squared=0.999433，說明模型在整體上擬合得很好，下面我們對該模型進(jìn)行檢驗(yàn)。四、檢驗(yàn)及修正1、經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)由表中的數(shù)據(jù)及符號我們可以看出，p、i的符號符合經(jīng)濟(jì)意義，而對于s來說，它的系數(shù)符號為負(fù)，表明居民儲蓄增加，會使居民的消費(fèi)下降，這與實(shí)際生活并不矛盾，故s也具有經(jīng)濟(jì)意義。因此我們可以確定結(jié)果沒有與經(jīng)濟(jì)事實(shí)相違背，說明模型具有經(jīng)濟(jì)意義。2、統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從回歸結(jié)果可以看出，模型的擬合非常好（可決系數(shù)r-squared=0.999433），f統(tǒng)計(jì)值在給定的顯著性水平下（=0.05）也比較顯著，但是s、p的t值不夠顯著，說明s、p對y的影響不顯

12、著，或者變量之間存在多重共線性。3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)由上述中體回歸的結(jié)果我們可以看出，p、s的t值都不夠明顯，查=0.05，n=16的t分布表，可得：t0.05（16）=1.746 ，而對于p、s所對應(yīng)的t值都小于臨界值，因此我們認(rèn)為p對模型的影響不顯著，可以剔除，對于s，因其系數(shù)符號為負(fù)，可以從經(jīng)濟(jì)意義上進(jìn)行檢驗(yàn)，我們可以暫時保留s。新模型修正如下：用eviews軟件對模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如下： dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/18/03 time: 14:52sample: 1978 1997included observa

13、tions: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob. i0.9998670.04332123.080610.0000s-0.0617250.015424-4.0019520.0009c21.5086031.351990.6860360.5019r-squared0.999328 mean dependent var1982.795adjusted r-squared0.999249 s.d. dependent var1893.425s.e. of regression51.89811 akaike info criterion10.87

14、392sum squared resid45788.03 schwarz criterion11.02328log likelihood-105.7392 f-statistic12636.44durbin-watson stat2.321039 prob(f-statistic)0.000000對應(yīng)的新方程為：y=21.50860+0.999867*i-0.061725*st=（0.686036） （23.08061） （-4.001952） r2=-4.001952 f=12636.44（1）異方差檢驗(yàn)檢驗(yàn)：采用arch檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢＿\(yùn)用eviews軟件回歸結(jié)果如下： ar

15、ch test:f-statistic0.149243 probability0.928328obs*r-squared0.565997 probability0.904171test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/18/03 time: 15:15sample(adjusted): 1981 1997included observations: 17 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c

16、2594.9242062.3671.2582260.2304resid2(-1)0.1417000.2772480.5110940.6179resid2(-2)-0.1367330.276914-0.4937750.6297resid2(-3)0.0124190.2760580.0449870.9648r-squared0.033294 mean dependent var2649.648adjusted r-squared-0.189792 s.d. dependent var6421.097s.e. of regression7003.978 akaike info criterion20

17、.74867sum squared resid6.38e+08 schwarz criterion20.94472log likelihood-172.3637 f-statistic0.149243durbin-watson stat2.000002 prob(f-statistic)0.928328由上面的結(jié)果可以看出，e2與其滯后3階的3個自回歸變量t值均不顯著，因此我們可以認(rèn)為該模型不存在異方差。（2）自相關(guān)性檢驗(yàn)：由回歸結(jié)果，可知dw=2.000002，給定的顯著性水平=0.05，查durbin-watson表，n=20，k=2，得=1.100，=1.537因?yàn)?1.537dw=2.

18、0000024-=2.4630根據(jù)判定區(qū)域，可以判定模型不存在自相關(guān)性。（3）多重共線性檢驗(yàn)檢驗(yàn)：采用相關(guān)系數(shù)矩陣法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下：yis 1.000000 0.999347 0.989072 0.999347 1.000000 0.992746 0.989072 0.992746 1.000000由結(jié)果我們可以看出，解釋變量i與s之間確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。修正：采用逐步回歸法進(jìn)行補(bǔ)救根據(jù)以上分析，由于i的t值最大，線性關(guān)系強(qiáng)，擬合程度最好，因此把i作為基本變量。然后將其余解釋變量代入i的回歸方程：y=128.3023+ 0.827757*it=（5.756473）（117.3454）

19、 r2= 0.998695 s.e. = 70.28700 f= 13769.95再重新進(jìn)行回歸。分析結(jié)果如下：加入s，得模型： y= 21.50860+ 0.999867*i-0.061725*st=（0.686036） （23.08061） （-4.001952） r2= 0.999328 f= 12636.44由結(jié)果可看出，s的t值（-4.001952）較小，對模型影響不顯著，應(yīng)該舍去。把模型修正為： 新模型估計(jì)結(jié)果如下表顯示： dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/18/03 time: 14:58sample: 1978

20、 1997included observations: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob. i0.8277570.007054117.34540.0000c128.302322.288345.7564730.0000r-squared0.998695 mean dependent var1982.795adjusted r-squared0.998622 s.d. dependent var1893.425s.e. of regression70.28700 akaike info criterion11.43769sum squar

21、ed resid88924.72 schwarz criterion11.53726log likelihood-112.3769 f-statistic13769.95durbin-watson stat1.193999 prob(f-statistic)0.000000由回歸結(jié)果，我們可以得到新方程為：y=128.3023+0.827757*it=（5.756473） （117.3454） r2=0.998695 f=13769.95（4）確定模型經(jīng)過檢驗(yàn)及修正，我們最終確定消費(fèi)函數(shù)的模型為：y=128.3023+0.827757*it=（5.756473） （117.3454） r2=0

22、.998695 f=13769.95五、對模型的經(jīng)濟(jì)解釋及存在的問題1、經(jīng)濟(jì)解釋通過以上對模型的分析，我們可以得出：（1）可支配收入是影響北京市居民消費(fèi)的最顯著的因素。這與現(xiàn)實(shí)生活中兩者的同向變化是一致的，我們可以想象，隨著可支配收入的增加，人們的消費(fèi)也會增加，只是人們不會用所有增加的收入來進(jìn)行消費(fèi)。這和我們在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中學(xué)到的消費(fèi)函數(shù)闡述的原理也是一致的。（2）在我國，對消費(fèi)者真正起作用的是收入。收入的較大增長，才能引發(fā)消費(fèi)的較快增長，收入的下降必然導(dǎo)致消費(fèi)的下降。從我國改革開放以來的有關(guān)消費(fèi)變化的資料來看，當(dāng)收入增加較快的時候，消費(fèi)也就增長較快。（3）在消費(fèi)決策中，人們首先考慮的是收入增長速度是否增長，如果收入絕對量增長，但收入增長速度并未增長，人們就不會較大幅度地增加消費(fèi)。2、存在問題（1） 按照常理，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加應(yīng)該會增加人們的可支配收入，進(jìn)一步的影響人們的消費(fèi)，然而在模型中，我們可是看到，gdp對消費(fèi)的影響并不顯著，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度分析卻可以忽略它的影響，我們覺得有