1、我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi) 計(jì)量模型分析小組成員：馬晨競(jìng) 劉捷豪 黃政卿 林偉興 一、 研究背景無(wú)論從宏觀還是從微觀上看，消費(fèi)都是經(jīng)濟(jì)分析的重要內(nèi)容。把握國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中居民消費(fèi)需求的特點(diǎn)，制定符合我國(guó)現(xiàn)階段情況的政策，對(duì)于提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度和質(zhì)量都有十分重要的意義。近些年來(lái)，隨著我國(guó)居民收入與消費(fèi)水平不斷提高，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，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和消費(fèi)需求擴(kuò)張己經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，然而相?duì)于收入水平的增長(zhǎng)速度，中國(guó)居民的平均消費(fèi)傾向卻呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。尤其是這幾年，居民消費(fèi)的熱情一直不高，國(guó)家采取了許多措施來(lái)刺激消費(fèi)，但是居民的銀行存款依然逐年攀升，居民儲(chǔ)蓄熱情不

2、減，消費(fèi)持續(xù)低迷。要刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需, 必須找出影響消費(fèi)的關(guān)鍵因素, 才能對(duì)癥下藥。本文通過(guò)建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量模型對(duì)此進(jìn)行分析。二、 文獻(xiàn)綜述1國(guó)外研究現(xiàn)狀在消費(fèi)需求的研究領(lǐng)域中，國(guó)外學(xué)者研究較多的是消費(fèi)函數(shù)。消費(fèi)函數(shù)即消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，在宏觀經(jīng)濟(jì)研究中具有核心作用。該函數(shù)的研究方法既包括純理論的探討、統(tǒng)計(jì)計(jì)量驗(yàn)證，又包括理論與計(jì)量方法相結(jié)合產(chǎn)生的具有良好預(yù)測(cè)功能的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。消費(fèi)函數(shù)的研究大體經(jīng)歷了以下幾個(gè)階段:凱恩斯1936年提出了絕對(duì)收入假說(shuō)，杜森貝里1949年提出了相對(duì)收入假說(shuō)，費(fèi)里德曼1957年提出了持久收入假說(shuō)，莫迪里安尼1954年提出了生命周期假說(shuō)。之后利蘭德將不確定性

3、引入分析框架，提出了預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論。20世紀(jì)70年代后期，霍爾1978年將理性預(yù)期引入生命周期和持久收入假說(shuō)，產(chǎn)生了理性預(yù)期生命周期消費(fèi)函數(shù)。80年代初期，戴維森等人1981年提出了誤差修正機(jī)制，為消費(fèi)函數(shù)注入了新的“血液”。近些年來(lái)，國(guó)外學(xué)者對(duì)消費(fèi)函數(shù)的理論研究主要將視野集中在預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論上，如Deaton1991年和Carroll于l992年提出的“緩沖庫(kù)存模型”。與之相對(duì)應(yīng)的實(shí)證分析方法主要集中于建立在協(xié)整基礎(chǔ)上的誤差修正模型，如:Gerge和Ron在1992年對(duì)誤差修正模型作了定義、解釋和估計(jì);Pierre1994年提出了建立在誤差修正模型基礎(chǔ)上的收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)變化時(shí)，需要分

4、段研究的思想。相比較而言，近期對(duì)消費(fèi)函數(shù)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)分析則更為深入和具體。如:MalinAdolfso和SverigeSRiksbank2005年建立了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的DSGE模型，并利用貝葉斯理論進(jìn)行了估計(jì); HONzAK等人2005年建立了動(dòng)態(tài)消費(fèi)結(jié)構(gòu)模型，分析了消費(fèi)結(jié)構(gòu)的收斂性;olegKorenok于2007年發(fā)表文章貝葉斯方法在非線性時(shí)間序列中的應(yīng)用，詳細(xì)論述了貝葉斯方法在非線性時(shí)間序列中的應(yīng)用情況;MIChaelKAnderSS。nandMiehaelKAndersson等人2007年利用貝葉斯方法預(yù)測(cè)VAR模型參數(shù)。2國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀近年來(lái)，中國(guó)學(xué)者運(yùn)用西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研

5、究領(lǐng)域中展開(kāi)了較多的消費(fèi)研究，并取得了一定的研究成果。其中 paneldata模型由于其自身的優(yōu)點(diǎn)得到了較廣泛的應(yīng)用，有代表性的如:郭妍、張立光2007年運(yùn)用分離出個(gè)體差異和時(shí)間差異的 paneldata模型，研究了我國(guó)居民消費(fèi)問(wèn)題;何紹慰2007年運(yùn)用 paneldata模型進(jìn)行了我國(guó)區(qū)域性保險(xiǎn)邊際消費(fèi)傾向比較研究。馬立平2006年將生命周期函數(shù)納入宏觀經(jīng)濟(jì)大系統(tǒng)中，研究宏觀意義下的生命周期消費(fèi)函數(shù)理論;李武2007年運(yùn)用絕對(duì)收入假說(shuō)，從實(shí)證角度對(duì)中國(guó)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行分;在需求分析模型應(yīng)用中，LES及ELES模型在國(guó)內(nèi)應(yīng)用的比較常見(jiàn)，如蘇衡彥、蔣春福2003年的基于ELES模型的居民消費(fèi)結(jié)

6、構(gòu)實(shí)證分析采用ELES模型框架對(duì)湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證分析，給出了各類(lèi)消費(fèi)需求的收入彈性價(jià)格彈性和交叉彈性，并做了2005年和2008年消費(fèi)結(jié)構(gòu)的初步預(yù)測(cè);王建瓊、肖懷古等2001年提出用多元統(tǒng)計(jì)學(xué)中的因子分析法來(lái)提取影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的公共因素，從而可以對(duì)其進(jìn)行綜合評(píng)價(jià);藏旭恒、裴春霞2004年分別用全國(guó)居民消費(fèi)總支出與各省居民消費(fèi)總支出檢驗(yàn)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論盧嘉瑞教授領(lǐng)導(dǎo)的課題組1999年所完成的國(guó)家社科基金項(xiàng)目中國(guó)農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究，詳盡研究了農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)的歷史改革、農(nóng)村消費(fèi)機(jī)構(gòu)的城鄉(xiāng)、時(shí)序比較、農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀和結(jié)構(gòu)優(yōu)化等一系列問(wèn)題譚昌壽2004年指出目前我國(guó)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，具

7、體表現(xiàn)在城鄉(xiāng)居民之間、城鎮(zhèn)居民之間、農(nóng)村居民之間、不同地區(qū)之間、不同行業(yè)之間的收入差距都不斷擴(kuò)大，廣大中的收入階層的購(gòu)買(mǎi)力水平提高緩慢；劉鵬飛，劉黨社2005年利用線性支出系統(tǒng)對(duì)陜西省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行擬合，并且通過(guò)基本消費(fèi)支出分析和彈性分析。近幾年國(guó)內(nèi)學(xué)者大量關(guān)注我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，并對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特征、及發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行了深入的探討。三、 模型準(zhǔn)備模型我們通過(guò)網(wǎng)絡(luò)資源搜集認(rèn)為對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)Y造成直接顯著的影響因素如下：，可支配收入X1，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X2，城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率X3，登記失業(yè)率X4，儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率X5等。最后我們決定基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論建立如下的一次對(duì)數(shù)回歸模型：ln

8、Yt=0+1lnX1t+2lnX2t+3lnX3t+4lnX4t+5lnX5t+ut數(shù)據(jù)研究數(shù)據(jù)主要來(lái)自于CAMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。由于我國(guó)開(kāi)始統(tǒng)計(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)起步時(shí)間較晚，所以找到的數(shù)據(jù)較少，具體情況如下（已經(jīng)經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)化處理）：年份人均消費(fèi)（元）lnYt人均收入(元) lnX1tGDP(億元) lnX2t人口增長(zhǎng)率lnX3t失業(yè)率lnX4t儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率lnX5t19948.8.10.82412-3.-3.57555-0.19958.8.11.05433-3.-3.54046-0.19968.8.11.21403-2.-3.50656-1.2084919978.8.5487511.3103-2.-3.473

9、77-1.6023519988.8.11.36826-2.-3.47377-1.19998.8.11.41999-2.-3.47377-2.20008.8.11.50034-3.-3.47377-2.20018.8.11.59936-3.-3.32424-1.20028.8.11.6992-3.-3.21888-1.20038.9.11.82507-3.-3.14656-1.20049.9.11.98792-3.-3.17009-1.20059.9.12.13957-3.-3.17009-1.20069.9.12.31151-3.-3.19418-1.20079.9.12.49063-3.-3

10、.21888-2.20089.9.12.66001-3.-3.17009-1.3361620099.9.12.75511-3.-3.14656-1.20109.9.12.88489-3.-3.19418-1.（以下是對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性、多重共線性、異方差和自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正）1.時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)利用Eviews中單位根檢驗(yàn)功能對(duì)各變量數(shù)據(jù)序列分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以對(duì)lnY單位根檢驗(yàn)為例：（其它結(jié)果略）最終得到結(jié)論如下：lnY一階單整lnX1一階單整lnX2一階單整lnX3一階單整lnX4一階單整lnX5一階單整然后利用OLS法對(duì)方程lnYt=0+1lnX1t+2lnX2t+3lnX3

11、t+4lnX4t+5lnX5t+ut進(jìn)行回歸估計(jì)，得到殘差序列et。同樣利用單位根檢驗(yàn)et的平穩(wěn)性：發(fā)現(xiàn)et確實(shí)是平穩(wěn)的，所以解釋變量序列之間是協(xié)整的，模型的回歸有真實(shí)意義。2多重共線性檢驗(yàn)及修正首先查看解釋變量間的相關(guān)系數(shù)，如下表：1.0.-0.0.-0.0.1.-0.0.-0.-0.-0.1.-0.-0.0.0.-0.1.-0.-0.-0.-0.-0.1.再有普通OLS回歸結(jié)果為：從解釋變量間的相關(guān)系數(shù)可以看出lnX1、lnX2、lnX4之間有較強(qiáng)的相關(guān)性。同時(shí)利用綜合判斷法，從回歸結(jié)果看出其中的可決系數(shù)R2以及F值都很大，但lnX2、lnX4、lnX5的t檢驗(yàn)無(wú)法通過(guò)且lnX2系數(shù)符號(hào)與

12、經(jīng)濟(jì)意義不符，表明模型中確實(shí)存在多重共線性問(wèn)題。在這里利用逐步回歸法進(jìn)行修正。首先，分別對(duì)各解釋變量進(jìn)行一元回歸：得到其可決系數(shù)分別為0.9939, 0.9941, 0.0975, 0.7355, 0.1483，然后以選擇較大者的解釋變量即lnX2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸：最后我們發(fā)現(xiàn)只有加入變量lnX3時(shí)效果最好，不僅可決系數(shù)最大且t檢驗(yàn)仍然顯著通過(guò)，但是考慮到lnX5確實(shí)是一個(gè)影響被解釋變量的重要的解釋變量，且它與其他解釋變量的相關(guān)系數(shù)都比較低，所以綜合考慮我們最后決定保留lnX2、lnX3、lnX5作為最終的解釋變量。3.異方差性檢驗(yàn)及修正利用White檢驗(yàn)對(duì)修正模型lnYt=0

13、+2lnX2t+3lnX3t+5lnX5t+ut進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)（結(jié)果為上圖），發(fā)現(xiàn)在顯著性水平為0.05的情況下統(tǒng)計(jì)量nR2=15.2585715且符合DW檢驗(yàn)法前提條件，所以可以利用DW檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)。由回歸結(jié)果可以得到其DW統(tǒng)計(jì)量d=1.7987，查表得到在0.05的顯著性水平下對(duì)應(yīng)的和分別為0.897和1.710。也就是說(shuō)可以得到dU=1.71d=1.79874-dU=2.29，即是說(shuō)明模型不存在自相關(guān)問(wèn)題。四、 正式模型經(jīng)過(guò)上述準(zhǔn)備，我們的最終模型確定為：lnYt=0+2lnX2t+3lnX3t+5lnX5t+ut利用Eviews進(jìn)行回歸得到如下結(jié)果： lnYt=1.472+

14、0.656lnX2t+0.077lnX3t-0.008lnX5t t= 10.61 46.36 2.03 （-0.42）R2=0.9955 F=1180.64 DW=179.87五、模型檢驗(yàn)1.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1）擬合優(yōu)度：以上結(jié)果中，R2=0.9955說(shuō)明了所建立的模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度很好，即解釋變量“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X2、城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率X3、儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率X5”整體上對(duì)被解釋變量“城鎮(zhèn)居民消費(fèi)”的絕大部分差異作出了解釋?zhuān)?) t檢驗(yàn):在0.05的顯著性水平下，只有l(wèi)nX5t沒(méi)有通過(guò)，而由于我們考慮到現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中X5確實(shí)是一個(gè)影響被解釋變量的重要的解釋變量，且它與其他解釋變量的相關(guān)系數(shù)都比較低，雖然它

15、t檢驗(yàn)沒(méi)有顯著通過(guò)（可能是數(shù)據(jù)上的原因），但綜合考慮我們最后決定保留lnX5作為最終的解釋變量之一，所以嚴(yán)格來(lái)說(shuō)只有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X2和人口增長(zhǎng)X3對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有顯著影響；3)F檢驗(yàn)：結(jié)果中的F=1180.64遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)臨界值，說(shuō)明回歸方程顯著，即 “國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X2、城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率X3、儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率X5”等解釋變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì) “城鎮(zhèn)居民消費(fèi)”有顯著影響。2.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)1）經(jīng)濟(jì)上的預(yù)測(cè)檢驗(yàn)：利用已有的2010年的數(shù)據(jù)帶入我們的模型中進(jìn)行被解釋變量估計(jì)值與實(shí)際值的比較，得出估計(jì)值lnY2010=9.68，而實(shí)際值lnY2010=9.67。由于誤差不大，可以說(shuō)，模型可以和實(shí)際情況有效結(jié)合在一起。

16、2）模型估計(jì)結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年GDP每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)會(huì)增長(zhǎng)0.656%；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)會(huì)增長(zhǎng)0.077%；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)會(huì)減少0.008%?？偠灾@與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致六、本文結(jié)論1 人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平確實(shí)存在主要影響，這是基于凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平越高。本文研究結(jié)果同樣反映人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響最大；城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率反映了

17、我國(guó)消費(fèi)主體的發(fā)展水平，城鎮(zhèn)人口越多，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)越多；從理論分析中我們知道儲(chǔ)蓄和消費(fèi)是負(fù)相關(guān)的，而通過(guò)減少儲(chǔ)蓄額，即可促進(jìn)城鎮(zhèn)消費(fèi)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。2. 隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不斷提高，本文分析表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不僅受人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，還受到城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率和儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率等因素的影響。而本文的局限性是未能從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城鎮(zhèn)居民可支配收入和登記失業(yè)率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響，對(duì)于實(shí)際經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)居民可支配收入和登記失業(yè)率必然會(huì)對(duì)消費(fèi)水平產(chǎn)生影響，但這種影響可能過(guò)于間接而沒(méi)能在模型中表現(xiàn)出來(lái)，所以模型有待完善。3.政策建議1）對(duì)于促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)，可以擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量；轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，加大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整力