我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素的實(shí)證分析--金融計(jì)量與建模課程論文

1、. 金融計(jì)量與建模課程論文我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素的實(shí)證分析姓名：黃靜波專業(yè)：金融學(xué)學(xué)院：經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院學(xué)號(hào)：2012103217我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素的實(shí)證分析摘要：根據(jù)一般消費(fèi)理論，收入和價(jià)格是決定消費(fèi)的兩個(gè)主要因素。而一國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與其居民的消費(fèi)需求息息相關(guān)，因此在國際經(jīng)濟(jì)增長速度放緩，經(jīng)濟(jì)上行壓力不斷加大的情況下，擴(kuò)大內(nèi)需，增加居民消費(fèi)成為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)右蚝妥罱K力量。故本文根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)和金融計(jì)量分析方法，結(jié)合1978-2013年我國消費(fèi)樣本數(shù)據(jù)建立了多元線性回歸模型，以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均GDP以及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI等

2、作為解釋變量進(jìn)行回歸分析，經(jīng)過數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)、多重共線性和異方差的診斷和消除，得出城鎮(zhèn)人均可支配收入與消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對城鎮(zhèn)居民人居消費(fèi)支出有顯著的正向影響，并根據(jù)模型得出的結(jié)論為我國經(jīng)濟(jì)的增長提供可行性建議。關(guān)鍵字：城鎮(zhèn)居民 人均消費(fèi)支出 人均可支配收入 GDP1、 引言與理論基礎(chǔ) 在社會(huì)總需求中, 消費(fèi)需求是其重要的組成部分, 是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要工具。其運(yùn)行的狀況直接影響到生產(chǎn)、就業(yè)乃至整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。1998 年以來, 擴(kuò)大內(nèi)需成為國民經(jīng)濟(jì)重要發(fā)展方向。因此對居民消費(fèi)行為的研究有助于了解國內(nèi)的消費(fèi)內(nèi)情,對進(jìn)一步緩解國內(nèi)市場需求不足有著積極的作用。收入是決定居民消費(fèi)需求的最基本因素之一, 無論

3、在早期消費(fèi)函數(shù)理論中還是在現(xiàn)代消費(fèi)函數(shù)理論中, 這都是毋庸置疑的。經(jīng)濟(jì)學(xué)家們從不同角度認(rèn)識(shí)與刻畫消費(fèi)函數(shù)，形成了以下四種常見的消費(fèi)函數(shù)理論：（一）凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論是他在就業(yè)、利息和貨幣通論（1936）一書中提出：總消費(fèi)是總收入的函數(shù)。消費(fèi)理論是凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的基石,也是現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)分析的研究熱點(diǎn)。消費(fèi)函數(shù)則是消費(fèi)理論的基本表達(dá)工具。所謂消費(fèi)函數(shù), 就是消費(fèi)與可支配收入之間的依存關(guān)系。在經(jīng)典理論中這種依存關(guān)系表現(xiàn)為線性函數(shù)的形式：，式中C表示消費(fèi)，Y表示收入，下標(biāo)t表示時(shí)期，a為自發(fā)消費(fèi)，b為邊際消費(fèi)傾向，其值介于0與1之間。凱恩斯的這個(gè)消費(fèi)函數(shù)僅僅以收入來解釋消費(fèi)，被

4、稱為絕對收入假說。（2） 杜森貝里的消費(fèi)理論杜森貝里從消費(fèi)的示范效應(yīng)和棘輪效應(yīng)兩方面解釋了長期消費(fèi)函數(shù)與短期消費(fèi)函數(shù)的矛盾。他認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過去的消費(fèi)習(xí)慣以及周圍消費(fèi)水準(zhǔn)的影響來決定消費(fèi)，從而消費(fèi)是相對地決定的。在短期內(nèi)消費(fèi)函數(shù)受經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響，而使消費(fèi)與收入偏離長期固定比例，但在長期過程中，人們的消費(fèi)函數(shù)要受示范效應(yīng)和棘輪效應(yīng)的影響，使收入與消費(fèi)保持一個(gè)穩(wěn)定的關(guān)系。按他的看法，消費(fèi)與所得在長時(shí)期維持一固定比率，故長期消費(fèi)函數(shù)是從原點(diǎn)出發(fā)的直線，但短期消費(fèi)函數(shù)則為有正截距的曲線。其函數(shù)形式為：長期消費(fèi)函數(shù)表示為，CL是長期消費(fèi)曲線，短期消費(fèi)函數(shù)表示為其中，CS 為短期消費(fèi)，C0為短期消

5、費(fèi)路徑在縱軸的正截距，CD為短期消費(fèi)與C0的差額，t表示時(shí)期，t=1，2， n。短期消費(fèi)函數(shù)的正截距的產(chǎn)生，是因?yàn)橄M(fèi)者決定當(dāng)期消費(fèi)特別是決定經(jīng)濟(jì)衰退或蕭條時(shí)期的消費(fèi)時(shí)，相當(dāng)大程度上受到經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)期消費(fèi)習(xí)慣（或者說是消費(fèi)支出水平）以及當(dāng)期收入的影響。 從以上敘述可以看到，相對收入消費(fèi)理論的核心在于消費(fèi)者的消費(fèi)容易隨收入的增加而增加，但不易隨收入的減少而減少，這就是所謂的消費(fèi)量“上去容易下來難”的“棘輪效應(yīng)”。另外，相對收入消費(fèi)理論還論述了消費(fèi)方面的“示范效應(yīng)”，即消費(fèi)者的消費(fèi)受到周圍人們消費(fèi)水平的影響，特別是低收入者因攀比心理、提高社會(huì)相對地位的愿望等因素而使自身的消費(fèi)處于和收入不相稱的較高水

6、平，在社會(huì)收入增多的情況下自然就提高了短期消費(fèi)水平。（3） 生命周期假說生命周期假說也稱生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型，是由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家F·莫迪利安尼和R·布倫貝格、A·安東共同提出來的。莫迪利安尼認(rèn)為，理性的消費(fèi)者要根據(jù)一生的收入來安排自己的消費(fèi)與儲(chǔ)蓄，使一生的收入與消費(fèi)相等。家庭的收入包括勞動(dòng)收入和財(cái)產(chǎn)收入，所以家庭的消費(fèi)函數(shù)是：在上式中，C為消費(fèi)支出，WR為財(cái)產(chǎn)收入，YL為勞動(dòng)收入，a為財(cái)產(chǎn)收入的邊際消費(fèi)傾向，c為勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。（4） 持久收入假說持久收入假說是由美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗里德曼提出的，他認(rèn)為居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入

7、和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入。也就是說，理性消費(fèi)者為了實(shí)現(xiàn)效應(yīng)最大化，不是根據(jù)現(xiàn)期的暫時(shí)性收入，而是根據(jù)長期中能保持的收入水平即持久收入水平來作出消費(fèi)決策的。這一理論將人們的收入分為暫時(shí)性收入和持久性收入，并認(rèn)為消費(fèi)是持久性收入的穩(wěn)定函數(shù)，用公式表示即： 式中，Ct為現(xiàn)期消費(fèi)支出，c為邊際消費(fèi)傾向，YP t 為現(xiàn)期持久收入。持久收入是指消費(fèi)者可以預(yù)期的長期收入，即預(yù)期在較長時(shí)期中可以維持穩(wěn)定的收入流量。盡管上述幾種理論側(cè)重不同, 但都?xì)w結(jié)于收入線性地(成比例地)決定消費(fèi)本文將以上述理論為基礎(chǔ)，建立我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型，用實(shí)證分析的方法對影響我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的因素作出實(shí)

8、證分析，找出其主要影響因素，并針對分析結(jié)果為擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求提出合理有效的建議。2、 變量與數(shù)據(jù)在本文中所研究的對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（Ct）的影響因素有：人均可支配收入（Y）、價(jià)格指數(shù)（CPI）、人均GDP。選擇1978-2013年我國人均消費(fèi)水平作為樣本，其樣本數(shù)據(jù)如表1。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)作出被解釋變量Ct與解釋變量Yt 、人均GDPt、CPI之間的關(guān)系可以判斷C與Y、人均GDP、CPI之間存在明顯的線性關(guān)系，根據(jù)上述理論建立模型來研究我國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出。 表1 我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型樣本觀測數(shù)據(jù) （1978-2013）單位：元年份人均消費(fèi)支出 C人均可支配收入 Y人均GDPCPI(

9、1978年=100)1978311.2343.4381100.01979356.2387.0419106.11980412.4477.6463109.51981456.8491.0492112.21982471526.0528114.41983505.9564.0583116.71984559.4651.0695119.91985673.2739.1858131.11985799899.0963139.61987884.41002.01112149.8198811041181.01366177.9198912111373.01519209.919901278.91510.21644216.41

10、9911453.81700.61893223.819921671.72026.62311238.119932110.82577.42998273.119942851.33496.24044339.019953537.64283.05046396.919963919.54838.95846429.919974185.65160.36420441.919984331.65425.16796438.419994615.95854.07159432.2200049986280.07858434.0200153096859.68622437.020026029.97702.89398433.520036

11、510.98472.210542438.720047182.19421.612336455.820057942.910493.014185464.020068696.611759.516500471.020079997.513785.820169493.6200811242.915780.823708522.7200912264.617174.725608519.0201013471.519109.430015536.1201115160.921809.835198565.0201216674.324564.738459579.7201318022.626955.141908594.83、 我

12、國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出模型的建立(一)建立模型根據(jù)消費(fèi)理論， 某一時(shí)期消費(fèi)水平由該時(shí)期收入所決定。在我國，居民消費(fèi)是在國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）經(jīng)過初次分配和再次分配后形成的。而在進(jìn)行收入分配時(shí)，必須考慮已達(dá)到的消費(fèi)水平狀況，以保持政策連續(xù)性；當(dāng)年消費(fèi)安排必須考慮上年已實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)。因此，在建立我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型時(shí)， 以某一時(shí)期人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，以當(dāng)期人均可支配收入Y、當(dāng)期人均GDP 、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI作為解釋變量。當(dāng)然，影響消費(fèi)的因素還有很多，如利率、價(jià)格、預(yù)期、收入分配等，本文并不將其列入研究變量范圍。根據(jù)一般消費(fèi)理論來研究消費(fèi)行為的定量關(guān)系，建立以下消費(fèi)函數(shù)模型： （1）其

13、中：Ct 是某年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出；Yt是某年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；GDP是當(dāng)年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；CPI為當(dāng)年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；為除當(dāng)年GDP、CPI、人均可支配收入Y以外的因素。（二）模型參數(shù)估計(jì) 利用EVIEWS軟件對模型（1）及上述樣本用OLS方法估計(jì)模型，得回歸方程： 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=20

14、180.60 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= 713

15、0.707 DW= 0.446750 根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS方法可得出人均可支配收入Y與人均GDP的函數(shù)方程為： Y t = 704.6709 + 0.632990GDPt （5）可以看出人均可支配收入Y與人均GDP成正相關(guān)關(guān)系。 （3） 模型檢驗(yàn)1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 從經(jīng)濟(jì)意義上檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)量。在回歸方程（2）中，除人均GDP的參數(shù)a2= -0.092336 為負(fù)值外，a0、a1、 a3 均大于0 。即人均GDP與人均消費(fèi)支出Ct是負(fù)相關(guān)。但是根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，我們可以推知隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的逐年攀升，居民人均收入應(yīng)是增加的，人均消費(fèi)支出也應(yīng)相應(yīng)增長，即人均消費(fèi)水平應(yīng)與人均GDP成正相關(guān)關(guān)

16、系。在回歸方程（3）和（4）中，解釋變量Yt與CPIt和被解釋變量Ct成正相關(guān)關(guān)系，解釋變量GDPt與CPIt 和被解釋變量Ct成正相關(guān)關(guān)系。所以結(jié)合實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，由回歸方程（4）可知回歸方程（2）中參數(shù)a2= -0.092336有問題，a2為負(fù)值的原因是人均可支配收入Y與人均GDP成正相關(guān)關(guān)系。2、自相關(guān)性檢驗(yàn) 回歸方程（2）、（3）、（4）的回歸分析中DW的值分別為0.619456、0.429753、0.446750 ，因?yàn)閚=36，=0.05 ，k=3時(shí)dL=1.29,dU=1.65;k=2時(shí)，dL=1.35,dU=1.59DW的值均不在dL-dU之間，所以三個(gè)回歸方程均不存在自相關(guān)性。

17、3、 異方差性的檢驗(yàn) 采取懷特（White）方法進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，原模型分別為式（3）、式（4），假設(shè)異方差與解釋變量Y、CPI（或GPD、CPI）的一般線性關(guān)系為： (3-1) (4-1)White檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量是：m=nR2其中：n是樣本觀測量；R2是檢驗(yàn)回歸式的擬合優(yōu)度。nR2服從自由度為5的分布。于是可由相伴概率作出是否拒絕原假設(shè)的結(jié)論。式（3-1）的懷特檢驗(yàn)Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic19.98387    Prob. F(5,30)0.0000Obs*R-squared27.68715

18、0;   Prob. Chi-Square(5)0.0000Scaled explained SS30.59416    Prob. Chi-Square(5)0.0000m=nR2=27.69 接受原假設(shè)，表明原模型不存在異方差性。式（4-1）的懷特檢驗(yàn)Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic4.887945Prob. F(5,30)0.0022Obs*R-squared16.16154Prob. Chi-Square(5)0.0064Scaled explained SS11.3

19、4063Prob. Chi-Square(5)0.0450m=nR2=16.16 接受原假設(shè)，表明原模型不存在異方差性。3、多重共線性檢驗(yàn) 利用判定系數(shù)法來檢驗(yàn)解釋變量之間的共線性，OLS方法估計(jì)結(jié)果如下： Y t = 704.6709 + 0.632990GDPt （5） Dependent Variable: YTMethod: Least SquaresDate: 06/24/15 Time: 20:42Sample: 1978 2013Included observations: 36VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. 

20、 C704.6709124.99455.6376150.0000GDPT0.6329900.00827976.453870.0000R-squared0.994217    Mean dependent var6824.317Adjusted R-squared0.994047    S.D. dependent var7465.563S.E. of regression576.0202    Akaike info criterion15.60412Sum squ

21、ared resid11281174    Schwarz criterion15.69209Log likelihood-278.8741    Hannan-Quinn criter.15.63482F-statistic5845.194    Durbin-Watson stat0.192366Prob(F-statistic)0.000000可以看出，變量顯著性和方程顯著性極高，擬合優(yōu)度也很好，說明變量之間存在共線性。直接剔除次要或可替代的解釋變量以解決共線性問題。 4、模型最終回歸方程形式 刪除變量GDPt，運(yùn)用OLS方法得到新模型： 的回歸方程 Ct = -208.2033 + 0.625663Yt + 2.925178CPIt (3) St : 58.78857 0.005766 0.255416 t : -3.541560 108.5039 11.45262 R2 =0.999939