最新影響居民消費(fèi)的因素分析

1、 Word 可修改 歡迎下載影響居民消費(fèi)的因素分析摘要 在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中，消費(fèi)是伴隨其發(fā)展的一個(gè)重要內(nèi)容，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的加快，消費(fèi)形式的變化也越來越快，消費(fèi)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，起著不可替代的作用，只有把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽績(jī)?nèi)需的增加上來，才能真正實(shí)現(xiàn)惠國(guó)惠民國(guó)策。凱恩斯認(rèn)為，短期影響個(gè)人消費(fèi)的主觀因素比較穩(wěn)定，消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于收入的多少。但是大家都知道，收入的變動(dòng)并非影響消費(fèi)的全部原因。尤其在短期內(nèi)，有時(shí)邊際消費(fèi)傾向可以為負(fù)數(shù)，即收入增加時(shí)消費(fèi)反而減少，收入減少時(shí)消費(fèi)反而增加；有時(shí)邊際消費(fèi)傾向會(huì)大于1，即消費(fèi)增加額大于收入增加額。這些現(xiàn)象告訴我們，在日常生活中，除了收入，

2、還有其他一些因素會(huì)影響消費(fèi)行為。影響消費(fèi)傾向的因素有主客觀兩個(gè)方面，主客觀的諸多因素相互制約相互影響。社會(huì)的消費(fèi)量取決于期居民的收入數(shù)量、客觀環(huán)境及社會(huì)成員的主管需求、心理傾向和社會(huì)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(huì)習(xí)俗和社會(huì)制度，這三方面具有相對(duì)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(gè)因素分析對(duì)居民消費(fèi)的影響，旨在說明其中的相互關(guān)系，為國(guó)家政策的制定與實(shí)施提供參考意見。關(guān)鍵詞 消費(fèi) 收入CPI EViews引言改革開放以來，我國(guó)居民收入與消費(fèi)水平不斷提高，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和消費(fèi)需求擴(kuò)張成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的主要?jiǎng)?/p>

3、力，特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，居民消費(fèi)需求對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不斷增大，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的拉動(dòng)作用。我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步由短缺經(jīng)濟(jì)走向過剩經(jīng)濟(jì)、由賣方市場(chǎng)轉(zhuǎn)向買方市場(chǎng)，社會(huì)消費(fèi)需求不足，居民消費(fèi)問題顯得更加突出。特別是對(duì)于如何啟動(dòng)內(nèi)需，擴(kuò)大居民消費(fèi)變得越來越重要。因此，及時(shí)把握國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中居民消費(fèi)需求變動(dòng)趨勢(shì)，制定符合我國(guó)現(xiàn)階段情況的國(guó)民消費(fèi)政策，對(duì)于提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和質(zhì)量都有重要意義。一、理論綜述1、凱恩斯的絕對(duì)收入假說凱恩斯在貨幣通論中提出了絕對(duì)收入假說,其主要理論觀點(diǎn)是認(rèn)為，人們的消費(fèi)支出是由其當(dāng)期的可支配收入決定的。當(dāng)人們的可支配收入增加時(shí),其中用于消費(fèi)的數(shù)額也會(huì)增加,但是消費(fèi)增

4、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(fèi)在收入中的比重是下降的， 而儲(chǔ)蓄在收入中所占的比重則是上升的。凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)，假定了消費(fèi)是人們收入水平的函數(shù)，也稱為絕對(duì)收入消費(fèi)函數(shù)。當(dāng)人們的可支配收入增加時(shí)，其中用于消費(fèi)的數(shù)額也會(huì)增加,但是消費(fèi)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(fèi)在收入中的比重是下降的，而儲(chǔ)蓄在收入中所占的比重則是上升的。2、杜森貝利的相對(duì)收入假說該假說的基本思想是，在穩(wěn)定的收入增長(zhǎng)時(shí)期，總儲(chǔ)蓄率并不取決于收入；儲(chǔ)蓄率要受到利率、收入預(yù)期、收入分配、收入增長(zhǎng)率、人口年齡分布等多種因素變動(dòng)的影響；在經(jīng)濟(jì)周期的短周期階段中，儲(chǔ)蓄率取決于現(xiàn)期收入與

5、高峰收入的比率，從而邊際消費(fèi)傾向也要取決于這一比率，這也就是短期中消費(fèi)會(huì)有波動(dòng)的原因，但由于消費(fèi)的棘輪作用，收入的減少對(duì)消費(fèi)減少的作用并不大，而收入增加對(duì)消費(fèi)的增加作用較大；短期與長(zhǎng)期的影響結(jié)合在一起了。當(dāng)期收入和過去的消費(fèi)支出水平?jīng)Q定當(dāng)期消費(fèi)。該假說間接的說明了消費(fèi)對(duì)于經(jīng)濟(jì)周期穩(wěn)定的作用。示范效應(yīng)：家庭消費(fèi)決策主要參考其他同等收水家庭，即消費(fèi)有模仿和攀比性。棘輪效應(yīng)：家庭消費(fèi)即受本期絕對(duì)收入的影響，更受以前消費(fèi)水平的影響。收入變化時(shí)，家庭寧愿改變儲(chǔ)蓄以維持消費(fèi)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(shí)期、中年時(shí)期和老年時(shí)期三個(gè)階段。年輕和中年時(shí)期階段，老年時(shí)期是退休以后

6、的階段。一般來說，在年輕時(shí)期，家庭收入低，但因?yàn)槲磥硎杖霑?huì)增加，因此，在這一階段，往往會(huì)把家庭收入的絕大部分用于消費(fèi)，有時(shí)甚至舉債消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)大于收入。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會(huì)增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會(huì)降低，收入大于消費(fèi)，因?yàn)橐环矫嬉獌斶€青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲(chǔ)蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，消費(fèi)又會(huì)超過收入。因此，在人的生命周期的不同階段，收入和消費(fèi)的關(guān)系，消費(fèi)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(huì)的各個(gè)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(zhǎng)期來看邊際消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的，消費(fèi)支出與可支配收入和實(shí)際國(guó)民

7、生產(chǎn)總值之間存在一種穩(wěn)定的關(guān)系。但是，如果一個(gè)社會(huì)的人口構(gòu)成比例發(fā)生變化，則邊際消費(fèi)傾向也會(huì)變化，如果社會(huì)上年輕的和老年人的比例增大，則消費(fèi)傾向會(huì)提高，如果中年人的比例增大，則消費(fèi)傾向會(huì)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(fèi)行為對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活的影響，就必須嚴(yán)格區(qū)分兩種收入：一種是暫時(shí)性收入，另一種是持久性收入。與之相適應(yīng)，消費(fèi)也應(yīng)該區(qū)分為暫時(shí)性消費(fèi)和持久性消費(fèi)。暫時(shí)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(jiǎng)金、遺產(chǎn)、饋贈(zèng)、意外所得等等；而持久性收入是與暫時(shí)的或現(xiàn)期的收入相對(duì)應(yīng)的、消費(fèi)者可以預(yù)期到的長(zhǎng)期性收入，它實(shí)際上是每個(gè)家庭或個(gè)人長(zhǎng)期收入的一個(gè)

8、平均值，是消費(fèi)者使其消費(fèi)行為與之相一致的穩(wěn)定性收入。至于這個(gè)持久期限究竟長(zhǎng)到何種程度，弗里德曼認(rèn)為最少應(yīng)是三年。二、實(shí)證分析消費(fèi)水平是指一個(gè)國(guó)家一定時(shí)期內(nèi)人們?cè)谙M(fèi)過程中對(duì)物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。筆者以分析居民消費(fèi)水平為目的，同時(shí)考慮了其他一些指標(biāo)的分析需要，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的構(gòu)思，在建模時(shí)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(fèi)水平作為被解釋變量，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)引入居民家庭可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、就業(yè)人數(shù)、人口數(shù)量對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性。(一) 參數(shù)估計(jì)設(shè)模型表達(dá)式為： =0+1x

9、1+2x2+3 x3+4x4+i其中：居民消費(fèi)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(jī)干擾項(xiàng)表1：居民消費(fèi)水平與相關(guān)影響因素?cái)?shù)據(jù)表年份居民消費(fèi)水平居民家庭可支配收入CPI（上年=100）稅收GDP19908332196.5103.12821.8618667.8219919322409.2103.42990.1721781.5199211162810.6106.43296.9126923.48199313933499114.74255.335333.92199418334717.21

10、24.15126.8848197.86199523555860.7117.16038.0460793.73199627896765108.36909.8271176.59199730027250.4102.88234.0478973.03199831597587.199.29262.884402.28199933468064.3298.610682.5889677.05200036328533.4100.412581.5199214.55200138879226100.715301.38109655.22002414410178.499.217636.45120332.720034475110

11、94.4101.220017.31135822.82004503212358103.924165.68159878.32005557313747.9101.828778.54184937.42006626315346.5101.534804.35216314.42007725517926.2104.845621.97265810.32008834920541.38105.954223.79314045.42009909822327.8299.359521.59340506.9利用Eviews軟件對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)得到表2。表2：模型回歸結(jié)果表Dependent Variable: YM

12、ethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 22:15Sample: 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X10.3500940.0409468.5501660.0000X2-5.5352641.792050-3.0887880.0075X3-0.0361320.013609-2.6550560.0180X40.0099510.0048432.0548480.0577C572.3253214.63412.6665

13、160.0176R-squared0.999734    Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999663    S.D. dependent var2406.042S.E. of regression44.18326    Akaike info criterion10.62689Sum squared resid29282.41    Schwarz criterion10.8

14、7582Log likelihood-101.2689    F-statistic14082.14Durbin-Watson stat1.116087    Prob(F-statistic)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 D·W=1.1

15、16=0.999734 =0.999663（二）模型檢驗(yàn)與修正1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(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(zhǎng)1元，居民消費(fèi)就會(huì)增加0.35個(gè)元；在假定其它變量不變的情況下，CPI每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)就會(huì)減少5.535元；在假定其它變量不變的情況下，稅收每增加1億元居民消費(fèi)就會(huì)減少0.036元；在假定其它變量不變的情況下，GDP每增長(zhǎng)1億元居民消費(fèi)就會(huì)增加0.01元。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)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(duì)樣本的擬合很好。（2）T檢驗(yàn)分別針對(duì)：

16、=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(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為2.666、8.550、-3.089、-2.655、2.055，其絕對(duì)值均大于 （n-k）=1.735，這說明分別都應(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(duì)被解釋變量“財(cái)政收入”Y都有顯著的影響。（3）F檢驗(yàn)針對(duì)，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，

17、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(shí)對(duì)“居民消費(fèi)水平”有顯著影響。3、多重共線性檢驗(yàn)與修正（1）相關(guān)系數(shù)法由于模型涉及到的參數(shù)較多考慮進(jìn)行一次多重共線性檢驗(yàn)，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X1X2X3X4X11-0.3575349550.9807530.994751X2-0.357531-0.30959-0.32688X30.980753-0.3095931310.995049X40.994751-0.32687

18、94110.9950491由表3可看出個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是和，推測(cè)可能存在多重共線性。（2）逐步回歸法運(yùn)用OLS方法分別求對(duì)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cx1x2x3x4D·Wx1-2.3850.4080.9992840.660022t-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,x4-1

19、06.9410.463-0.0030.999451.035513t-2.22921.535-2.538x1,x2,x3370.0080.432-4.1870.0090.9995951.203938t1.7742.837-2.291-2.654x1,x3,x4-78.550.403-0.0230.0040.9994830.921748t-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 obser

20、vations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C370.0077209.04391.7700000.0958X10.4320790.01008742.837180.0000X2-4.1868371.827808-2.2906330.0359X3-0.0088810.003346-2.6538560.0173R-squared0.999659    Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999595 &#

21、160;  S.D. dependent var2406.042S.E. of regression48.42857    Akaike info criterion10.77491Sum squared resid37525.22    Schwarz criterion10.97406Log likelihood-103.7491    F-statistic15627.42Durbin-Watson stat1.203938  &

22、#160; Prob(F-statistic)0.0000004、序列相關(guān)性檢驗(yàn)（1）D·W檢驗(yàn)當(dāng)k=3、n=20時(shí)，查表得=1.10，=1.54，D·W=1.20，顯然D·W，屬于不能確定的范圍。(2) LM檢驗(yàn)由于D·W檢驗(yàn)不能確定是否存在自相關(guān)，故運(yùn)用LM檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：表6：LM檢驗(yàn)結(jié)果表Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic2.567487    Probability0.112228Obs*R-squared5.3671

23、08    Probability0.068320Test Equation:Dependent Variable: 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.

24、8397X2-0.0694161.678461-0.0413570.9676X3-0.0007720.003157-0.2446050.8103RESID(-1)0.5228970.2481672.1070320.0536RESID(-2)-0.4030160.265601-1.5173710.1514R-squared0.268355    Mean dependent var5.02E-13Adjusted R-squared0.007054    S.D. dependent var44.44110S.E.

25、of regression44.28409    Akaike info criterion10.66245Sum squared resid27455.12    Schwarz criterion10.96117Log likelihood-100.6245    F-statistic1.026995Durbin-Watson stat2.006796    Prob(F-statistic)0.439091由上表看一看出LM=5

26、.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(xiàng)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 D·W=1.20=0.999659 =0.999595(三) 模型分析通過以上計(jì)量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：居民消費(fèi)水平與居民可支配收入、CPI、稅率存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消費(fèi)存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)

27、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(dòng)消費(fèi)的增長(zhǎng)。CPI的提高意味著物價(jià)水平上漲，人們用同樣的財(cái)富所能購(gòu)買的商品減少，因此會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)疲軟、消費(fèi)水平的下滑。稅率的提高，一方面?zhèn)€人所得稅提高會(huì)減少人們的收入，從而抑制消費(fèi)；另一方面消費(fèi)稅、增值稅、印花稅、營(yíng)業(yè)稅等稅種的提高在無形中轉(zhuǎn)嫁給了消費(fèi)者，等同于提高了物價(jià)，所以也會(huì)造成消費(fèi)水平的降低。而GDP的增長(zhǎng)由于在計(jì)算過程中涉及到固定資長(zhǎng)投資、消費(fèi)水平、凈出口三個(gè)方面因素，故而對(duì)消費(fèi)水平的影響就顯得不那么顯著。消費(fèi)需求總體運(yùn)行從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)特殊模式到遵循市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)一般規(guī)律，是經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的

28、主要約束已經(jīng)由短缺經(jīng)濟(jì)時(shí)代的供給約束轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨蠹s束。就內(nèi)需而言，從社會(huì)再生產(chǎn)看，只有消費(fèi)才是社會(huì)再生產(chǎn)的終點(diǎn)和新的起點(diǎn)，是真正的最終需求；而投資需求在一定意義上是消費(fèi)需求的派生需求。從本質(zhì)上看，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在為社會(huì)生產(chǎn)提供有效的生產(chǎn)手段上，而不是體現(xiàn)在對(duì)有效需求形成的貢獻(xiàn)。三、政策建議針對(duì)模型所反映的問題，我們可以從以下幾個(gè)方面采取措施進(jìn)一步提高居民消費(fèi)水平：1、收入始終是影響消費(fèi)的主要因素,因此為了擴(kuò)大內(nèi)需,提高居民消費(fèi)水平,國(guó)家應(yīng)努力增加居民可支配收入,提高居民的購(gòu)買力,尤其是提高中低收入階層的收入,降低貧富差距,增加對(duì)城鎮(zhèn)低收入群體的轉(zhuǎn)移支付,縮小居民收入差距。統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)

29、濟(jì)社會(huì)發(fā)展是解決我國(guó)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)中消費(fèi)梗阻問題的需要。占我國(guó)人口絕大數(shù)的農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)緩慢,收入水平和消費(fèi)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民,直接影響到擴(kuò)大內(nèi)需、刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)政策的實(shí)施效果。只有統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展,繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì),增加農(nóng)民收入,才能消除經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的消費(fèi)梗阻問題,實(shí)現(xiàn)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。2、貨幣收入不變時(shí)，若物價(jià)上漲，實(shí)際收入下降，若消費(fèi)者要保持原有生活消費(fèi)水平，則消費(fèi)傾向就會(huì)提高；反之，物價(jià)下跌時(shí)，平均消費(fèi)傾向就會(huì)下降?？刂莆飪r(jià)水平，在注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，合理調(diào)控物價(jià)，控制通貨膨脹。因?yàn)橥ㄘ浥蛎浽黾恿瞬淮_定性，使得貨幣購(gòu)買力下降，實(shí)證結(jié)果說明，它對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)起到持續(xù)的抑制作用。因此，應(yīng)該建立通貨膨脹預(yù)警和調(diào)節(jié)機(jī)制，保證經(jīng)濟(jì)的健康和可持續(xù)發(fā)展。3、