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中國(guó)居民消費(fèi)問(wèn)題的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析論文
對(duì)于中國(guó)居民消費(fèi)的問(wèn)題，很多人都對(duì)其進(jìn)行了研究和分析，其結(jié)果基本認(rèn)同了消費(fèi)與收入、儲(chǔ)蓄之間存在著的密切關(guān)系，此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為消費(fèi)在一定程度上受前期收入的影響。因此，本文選取該相關(guān)變量，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法來(lái)揭示這些因素對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)居民消費(fèi)的影響，并提出相應(yīng)的建議。
一、問(wèn)題的提出
“十一五”規(guī)劃中明確表示，中國(guó)現(xiàn)在應(yīng)該轉(zhuǎn)向逐漸依靠個(gè)人消費(fèi)、在較大程度上可自我持續(xù)的國(guó)內(nèi)需求模式，消費(fèi)已成了值得關(guān)注的一大要點(diǎn)。
許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都對(duì)消費(fèi)理論進(jìn)行了研究，提出了很多經(jīng)典學(xué)說(shuō)。Keyness(1936)提出的絕對(duì)收入假說(shuō)指出：消費(fèi)支出和收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，收入增加對(duì)消費(fèi)需求的擴(kuò)大具有促進(jìn)作用。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani和Brumb(1950)認(rèn)為，理性的消費(fèi)者要根據(jù)自己一生的收入和財(cái)產(chǎn)來(lái)安排自己的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，使一生的消費(fèi)和收入相等，這就是生命周期假說(shuō)。Friedman(1957)提出了持久收入的消費(fèi)函數(shù)理論，該理論認(rèn)為：消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。
本文基于上述問(wèn)題，建立中國(guó)居民消費(fèi)行為的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，以期能以量化的數(shù)據(jù)來(lái)明確解釋其相關(guān)因素對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)的影響及其形象程度的大小。
二、變量的選取及模型的建立
人均純收入：X1(元/人年)。依據(jù)：凱恩斯的假說(shuō)認(rèn)為，消費(fèi)支出的數(shù)量依賴于當(dāng)期的收入水平，收入水平提高了，消費(fèi)水平相應(yīng)就會(huì)提高。因此我們引入該因素作為解釋居民消費(fèi)的變量之一。
儲(chǔ)蓄：X2(元/人年)。依據(jù)：由于儲(chǔ)蓄具有流動(dòng)性和安全性，代表著更現(xiàn)實(shí)的購(gòu)買力，在居民的流動(dòng)資產(chǎn)中占很大比重，所以居民擁有的儲(chǔ)蓄額對(duì)當(dāng)期消費(fèi)更有意義，這就是流動(dòng)資產(chǎn)假說(shuō)。因此我們引入該因素作為解釋居民消費(fèi)的另一變量。
前期人均純收入：X3(元/人年)依據(jù)：費(fèi)爾德曼提出了持久收入的消費(fèi)函數(shù)理論，該理論認(rèn)為：消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。因此，我們選取了屬于持久收入的一部分——前期人均純收入來(lái)作為另一解釋變量。
在此基礎(chǔ)上以中國(guó)居民消費(fèi)為被解釋變量，人均純收入、儲(chǔ)蓄、前期人均純收入為解釋變量而建立的多元線性回歸模型為： Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+U，其中，其中，C1、C2、C3是未知參數(shù)，稱為回歸系數(shù)，U是隨機(jī)誤差。
三、數(shù)據(jù)及處理
數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，計(jì)量分析時(shí)采用的是1990～ 2004年15年的數(shù)據(jù)資料，將它們化為一組時(shí)間序列形式的樣本數(shù)據(jù)，見表1。
四、模型的回歸分析與調(diào)整
(一)模型的參數(shù)估計(jì)
利用EVIEWS軟件，對(duì)上述模型運(yùn)進(jìn)行最小二乘估計(jì)，得出初步方程如下：
Y=-146.8637696+0.3382130351*X1-0.1408986733*X2+ 0.1624787102*X3
(二)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)
從得到的結(jié)果可以看出：
在其他條件不變的情況下，人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的增加0.3382130351元。它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。
在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄每增加1元，居民消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)地減少0.1408986733元。它與居民消費(fèi)之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。
在其他條件不變的情況下，前期人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的增加0.1624787102元。它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。均符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。
(三)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2檢驗(yàn)R2=0.999299，調(diào)整后的R2=0.999107，可絕系數(shù)為0.999299，接近1，模型的擬合優(yōu)度很高。
F檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出F=5225.061，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查F分布表，得到臨界值F0.05(3，11)=3.59(解釋變量數(shù)目為3，樣本容量為15)。顯然有F>Fa(k，n-k-1)，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。
T檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出的t值為|t0|=3.478234、|t1|=10.42062、|t2|=6.804531、|t3|=5.039875，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查t分布表，得到t0.025(11)=2.201計(jì)算的所有t值都大于該臨界值，均通過(guò)變量顯著性檢驗(yàn)。
(四)多重共線性的檢驗(yàn)
首先，檢驗(yàn)x1，x2，x3的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，eviews估計(jì)得出的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。
由圖中可以看出，變量之間存在高度相關(guān)性，用逐步回歸法進(jìn)行修正。第一步：運(yùn)用OLS法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量x1，x2，x3做回歸。依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大原則，選擇X1為進(jìn)入回歸模型的第一個(gè)解釋變量，再次進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示調(diào)整后的可決系數(shù)X2的最大，加入x3后擬合優(yōu)度變化很不顯著，說(shuō)明x3與其他變量之間存在共線性關(guān)系，剔除x3，逐步回歸終止。
再次進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果如下：
F檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出F=2579.610，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查F分布表，得到臨界值F0.05(2，12)=3.88(解釋變量數(shù)目為2，樣本容量為15)。顯然有F>Fa(k，n-k-1)，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。
T檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出的t值為|t0|=2.356087、|t1|=16.02394、|t2|=3.451894，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查t分布表，得到t0.025(11)=2.201計(jì)算的所有t值都大于該臨界值，均通過(guò)變量顯著性檢驗(yàn)。
最終的回歸模型如下：Y=-172.0445783+0.4772419706*X1- 0.122548605*X2。
(五)序列相關(guān)性檢驗(yàn)
首先運(yùn)用D-W檢驗(yàn)進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，eviews計(jì)算出的DW值為0.7405，查表得dL=1.08，dU=1.36，顯然存在0<0.7405< 1.08，即0 Y=498.6323042+0.3776851715*X1-0.05642567689*X2+ [AR(1)=0.8925113675]
加入AR(1)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)后計(jì)算出的DW值為1.7300，查表得dL=1.08，dU=1.36
顯然存在1.36<1.7300<2.64，即dU (六)異方差性檢驗(yàn)
1.先用散點(diǎn)圖進(jìn)行初步觀測(cè)。
上圖為eviews做出的散點(diǎn)圖，由于圖示法只能進(jìn)行大概的判斷，本文采用更為嚴(yán)格的檢驗(yàn)方法—G-Q檢驗(yàn)。
2.運(yùn)用G-Q檢驗(yàn)來(lái)消除異方差性。首先將數(shù)據(jù)按自變量大小排列，將15個(gè)觀測(cè)值減去3個(gè)，再將剩下的12個(gè)分為兩組，分別運(yùn)用OLS法，構(gòu)造殘差平方和序列。
G-Q檢驗(yàn)結(jié)果：
在5%的顯著性水平下，自由度為(3，3)的F分布的臨界值為F0.05(3，3)=9.28，顯然F 五、結(jié)論與建議
(一)結(jié)論
通過(guò)上述分析可以看出，目前我國(guó)居民消費(fèi)的最大影響因素還是收入，我國(guó)居民可支配收入水平低、收入增長(zhǎng)慢以及居民的儲(chǔ)蓄是造成居民消費(fèi)需求不足的根本原因。所以想要開啟我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)以達(dá)到拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的，必須研究如何提高居民的收入。
從得到的結(jié)果可以看出，在其他條件不變的情況下，人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的提升0.3776851715元，它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄每增加1元，居民消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)地減少0.05642567689元，它與居民消費(fèi)之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。
(二)政策建議
(1)提高就業(yè)率。努力加大各種就業(yè)渠道，提升居民的整體收入水平，實(shí)現(xiàn)高收入高消費(fèi)，用收入的增長(zhǎng)來(lái)帶動(dòng)消費(fèi)的增長(zhǎng)。
(2)中國(guó)由于其自身的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民長(zhǎng)期存在收入水平低下的情況，這就進(jìn)一步的引起了消費(fèi)額的低下，因此，要想方設(shè)法增加農(nóng)村居民收入。
(3)建立健全社會(huì)保障體系。完善社會(huì)保障體系，消除居民對(duì)未來(lái)生活的擔(dān)憂和顧慮，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，減少居民為將來(lái)生活進(jìn)行的過(guò)多儲(chǔ)蓄的行為。
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