消费影响因素调查的实证分析

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2、良好态势。全年实现社会消费品零售总额6370.42亿元，比上年增长一三.6%。这种良好态势引发了我对我省的消费情况的重视，以下我通过自己的所学的经济学理论和原理来对消费及其影响因素做回归分析，并得出一些重要的结论。希望能对省政府的决策起到一定的参考作用。              一  广东省人均消费模型的前提假设与解释变量 西方消费经济学者们认为，收入是影响消费者消费的主要因素，消费是需求的函数。消费经济学有关收入与消费的关

3、系即消费函数理论有：（1）凯恩斯的绝对收入理论。他认为消费主要取决于消费者的净收入，边际消费倾向小于平均消费倾向。他假定，人们的现期消费，取决于他们现期收入的绝对量。（2）杜森贝利的相对收入消费理论。他认为消费者会受自己过去的消费习惯以及周围消费水准来决定消费，从而消费是相对的决定的。当期消费主要决定于当期收入和过去的消费支出水平。（3）弗朗科莫迪利安的生命周期的消费理论。这种理论把人生分为三个阶段：少年、壮年和老年；在少年与老年阶段，消费大于收入；在壮年阶段，收入大于消费，壮年阶段多余的收入用于偿还少年时期的债务或储蓄起来用来防老。（4）弗里德曼的永久收入消费理论。他认为消费者的消费支出主要

4、不是由他的现期收入来决定，而是由他的永久收入来决定的。这些理论都强调了收入对消费的影响。除此之外，还有其他一些因素也会对消费行为产生影响。（1）利率。传统的看法认为，提高利率会刺激储蓄，从而减少消费。当然现代经济学家也有不同意见，他们认为利率对储蓄的影响要视其对储蓄的替代效应和收入效应而定，具体问题具体分析。（2）价格指数。价格的变动可以使得实际收入发生变化，从而改变消费。基于上述这些经济理论，我找到广东省1978-2003年人均消费以及人均国内生产总值、商品物价指数、银行一年期存款利率的官方数据。想借此来分析广东省消费的影响因素以及它们具体是如何对消费产生影响的。针对这一模型，有以下两个假定

5、。一，自改革开放以来，我省人均消费倾向呈现缓慢的递减趋势，即保持粘性。这一假定符合我国居民的储蓄消费心理，也与其他一些发展中国家的情况大体一致。 二，由储蓄和消费的替代关系，可以假定刺激储蓄的因素，会制约消费。我们知道提高利率会刺激储蓄，因而我把利率也引入模型的分析中。以下对我所找的数据作一说明:1  人均消费水平。借此来代表广东省居民的消费支出情况，这是将要建立计量经济学模型的被解释变量。由表一可以看到消费是逐年增加的，与此同时，人均国内生产总值也是逐年增加，隐含着两者可能有很高的线性相关性这层意思。2  人均国内生产总值。由前面的理论，收入

6、是决定消费的主要因素。因此，这里用这一变量来代表人均收入。人均收入提高，人均消费也会随之增加。3  前一期的人均消费水平。根据杜森贝利的相对收入消费理论，消费者会受自己过去的消费习惯来决定当期消费。因而把它引入模型中，它与当期消费应该是正相关的。4  商品零售价格指数。借此来说明价格变动对消费的影响，价格水平越高，为维持原来的消费水平，消费者的支出也会越多。它们应该是正相关的关系。这里假定1978年为基期，其它年份的价格指数是对以1978年数据为100的相对数。这一列数据基本上也是稳步上升的。5  中国人民银行一年期储蓄利率。一般认为

7、，提高利率会刺激储蓄，减少消费支出。因此，它们应该是负相关的。由于中国人民银行的一年期利率总是不定期地进行调整，可能几年调整一次，或者一年调整几次，这给我的计量经济学分析带来了一定的困难。为达成统一，我取了每年1月1号的利率作为全年的利率。二  广东省1978-2003年消费及其相关影响因素统计表年份人均消费水平（元）前期消费水平(元）人均国内生产总值（元）全省商品零售价格指数（基比）中国人民银行一年期储蓄存款利率19782一三 3691003.2419792462一三4091033.241980316246480111.83.961981341316549122

8、.15.7619823813416311255.761983405381674125.86.841984461405827127.36.8419855714611025144.76.8419866465711168一五1.67.219877856461450169.37.2198810367851961220.57.21989116510362307226.88.64199012111165253725511.341991一三7912113001256.68.6419921701一三7938一五271.57.561993222017015254320.97.561994302522206795

9、381.510.981995383230258495524.810.9819964235383295一三444.510.9819974523423510428444.97.4719984686452311143431.65.6719994760468611728417.43.78200050074760128854172.25200150385007一三730411.62.2520025639503814986405.42.25200361905639172一三405.41.98         

10、0;                             表一资料来源： 广东省价格信息网    x/exponent/book1.htm        &

11、#160; 广东年鉴    广东统计局           银行利率来源       在经济理论基础上，我用19782003年广东省统计局统计的数据以及网上的官方数据利用EVIEWS软件进行回归分析。计量经济模型的建立我建立了下述一般模型：Yi=  。+ 1 X1i + 2X2i+ 3X3i+ 4X

12、4i+ Ut  ( i =1,2,3，,n) 其中，Yi  - 广东省人均消费水平; 。-截距项； 1, 2, 3, 4-待定系数      X1i  -前一期人均消费水平；X2i-人均国内生产总值X3i -商品零售价格指数(定基比)；X4i-银行一年期利率      Ut  -随机干扰项

13、模型的求解和检验利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及经济意义检验，统计检验，并针对存在多重共线性、自相关和异方差影响的方程，不断进行修正后，再来进行参数估计。Dependent Variable: CONSUMEMethod: Least SquaresDate: 07/01/05   Time: 10:48Sample(adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjus

14、ting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  CONSUME10.3069860.0778一八3.9449120.0008GDP0.2192400.0266748.2192一三0.0000PRICE2.1996200.5464194.0255230.0007RATE10.9309812.766170.8562460.4020C-211.675856.02一三8-3.7784830.0012R-squared0.998566    Mean&

15、#160;dependent var2391.960Adjusted R-squared0.998279    S.D. dependent var2042.785S.E. of regression84.74240    Akaike info criterion11.89397Sum squared resid143625.5    Schwarz criteri

16、on12.一三774Log likelihood-143.6746    F-statistic3481.544Durbin-Watson stat1.797161    Prob(F-statistic)0.000000                       &

17、#160;          表二（1）经济意义以及统计学检验：模型的拟合优度很好，但是利率的系数在显著水平等于0.05的情况下，显著等于0。因而，模型可以剔除利率这一变量。从经济意义来看，也没能通过检验，因为利率的系数是正数，按一般经济原理，它应该是负数。因而，可以剔除这一变量。在剔除利率对模型的影响后，再用OLS进行参数估计。 Dependent Variable: CONSUMEMethod: Least SquaresDate: 

18、;07/01/05   Time: 10:50Sample(adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  CONSUME10.2938480.0758043.8764050.0009PRICE2.5993690.2821169.2一三8340.0000GDP0.2128

19、140.0254348.3674480.0000C-一八7.478948.06327-3.9006690.0008R-squared0.9985一三    Mean dependent var2391.960Adjusted R-squared0.998301    S.D. dependent var2042.785S.E. of regression84.20228    Akaike inf

20、o criterion11.84997Sum squared resid148890.5    Schwarz criterion12.04499Log likelihood-144.1246    F-statistic4701.556Durbin-Watson stat1.874166    Prob(F-statistic)0.000000      

21、                            表三尽管拟合度很高，各个变量的系数也很显著，但是多个解释变量可能面临多重共线性的干扰。（2）多重共线性的检验和消除利用判定系数法来检验解释变量的共线性。辅助回归模型的被解释变量是前一期的人均消费水平，OLS估计结果如下： Dependent V

22、ariable: CONSUME1Method: Least SquaresDate: 07/01/05   Time: 10:54Sample(adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  GDP0.3238080.0一八732

23、17.286700.0000PRICE1.2470280.7475861.6680730.1095C-49.32111一三4.7689-0.3659680.7179R-squared0.986144    Mean dependent var2一五2.880Adjusted R-squared0.984884    S.D. dependent var1926.191S.E. of regression236.8199  &#

24、160; Akaike info criterion一三.88464Sum squared resid1233841.    Schwarz criterion14.03091Log likelihood-170.5580    F-statistic782.8595Durbin-Watson stat0.567065    Prob(F-statistic)0.000000  

25、;                                 表四由此看出，拟合度很高，说明前一期人均消费与人均国内生产总值高度相关，可以剔除前一期消费这个变量。到这一步，模型只剩下了两个变量，即人均国内生产总值和商品零售价格指数。再用OLS进行估计。 

26、Dependent Variable: CONSUMEMethod: Least SquaresDate: 07/01/05   Time: 11:08Sample: 1978 2003Included observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  GDP0.3079910.0083一三37.050850.0000PRICE2.963一五70.3268279

27、.0664390.0000C-201.209957.24709-3.5147620.0019R-squared0.997561    Mean dependent var2308.一五4Adjusted R-squared0.997348    S.D. dependent var2046.622S.E. of regression105.3873    Akaike info crit

28、erion12.26一三3Sum squared resid255449.0    Schwarz criterion12.40649Log likelihood-一五6.3973    F-statistic4702.711Durbin-Watson stat1.200374    Prob(F-statistic)0.000000        

29、;                          表五拟合优度很高，参数显著异于0，并且通过了经济意义检验，但是模型是否出现异方差的情况呢？（3）异方差的检验和消除用white检验来侦察异方差，得到下表：White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.793196 &

30、#160;  Probability0.006622Obs*R-squared12.40871    Probability0.014557     Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 07/01/05   Time: 11:09Sample: 1978 2003Incl

31、uded observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C3747.751一五976.一八0.2345840.8168GDP5.4580665.8432060.9340880.3609GDP2-0.0002690.000265-1.0一三1600.3225PRICE-69.6一三61一五8.0679-0.4404030.6641PRICE20.1一五9690.1785700.6494310.5231R-squared0.477258   

32、; Mean dependent var9824.962Adjusted R-squared0.377688    S.D. dependent var一三616.57S.E. of regression10741.67    Akaike info criterion21.57269Sum squared resid2.42E+09    Schwarz&

33、#160;criterion21.81463Log likelihood-275.4450    F-statistic4.793196                                  

34、60;表六在显著水平为0.05时，n R2的伴随概率小于0.05，因而落在拒绝域，说明模型存在异方差，尝试通过两边取对数来消除异方差。Dependent Variable: LNCONSUMEMethod: Least SquaresDate: 07/01/05   Time: 11:10Sample: 1978 2003Included observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-Statist

35、icProb.  LNGDP0.7728650.03371022.926870.0000LNPRICE0.2245600.0782732.8689430.0087C-0.1467370.173393-0.8462710.4061R-squared0.998711    Mean dependent var7.225388Adjusted R-squared0.998599    S.D. dependent var1.一三0475S.E.

36、0;of regression0.042307    Akaike info criterion-3.379573Sum squared resid0.041167    Schwarz criterion-3.234408Log likelihood46.93444    F-statistic89一三.576Durbin-Watson stat0.880667   

37、; Prob(F-statistic)0.000000                                   表七White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.606

38、054    Probability0.209859Obs*R-squared6.090589    Probability0.192484                               

39、0;   表八此时n R2的伴随概率=0.1924840.05，落在接受域，即模型不存在异方差。异方差已经消除。（4）序列相关性的检验和消除对模型进行序列相关性检验，可由上面的表六得到DW=0.88.667 。 查DW检验表，当n=26，k=3，得到dL=1.22，du=1.55。  DW处于0到dL之间，存在正的自相关。用广义最小二乘法，对模型进行修正。 Dependent Variable: LNCONSUMEMethod: Least SquaresDate:

40、 07/01/05   Time: 11:20Sample(adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjusting endpointsConvergence achieved after 6 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  LNGDP0.7748一五0.034

41、24322.626730.0000LNPRICE0.1957730.0787242.4868360.0214C0.0038840.1910100.0203330.9840AR(1)0.4594040.一五92522.8847600.0089R-squared0.999212    Mean dependent var7.299951Adjusted R-squared0.999099    S.D. dependent var1.086575S.E. of

42、 regression0.032609    Akaike info criterion-3.862838Sum squared resid0.022330    Schwarz criterion-3.6678一八Log likelihood52.28547    F-statistic8875.724Durbin-Watson stat1.8389一三   

43、60;Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots       .46                                 &#

44、160; 表九此时DW=1.8389一三，说明模型已经消除了序列相关。（5）最终方程形式以及模拟结果：          =0.003884+0.7748一五LNGDP+0.195773LNPRICET                        

45、 （22.62673）   （2.486836） R2=0.999212    DW=1.8389一三    F=8875.724方程总体线性高度显著，变量高度显著，拟合优度很高。判定系数R2=0.999212，说明这两个变量的变动能解释人均消费水平99.9212%的变动，模型解释能力很强。双对数方程的各解释变量系数：1     0.7748一五表明从1978年至2003年，在保持商品零售价格指数不变的前提下，人均国内生产总值每上升1%，人均消费水平平均增加0.7748一五%。2     0.195773表明从1978年至2003年，在保持人均国内生产总值不变的前提下，商品零售价格指数每