北京市居民消费与经济增长关系分析

1、PAGE 鞍北京白市艾居民消费与经济班增长关系分析 摘 要按消费带动经济发搬展已经成为现阶碍段我国经济发展哀的迫切需要，在扳新一轮扩大内需颁、促进经济平稳柏较快增长的进程扮中，正确认识居岸民消费与经济增办长的互动关系至盎关重要。笆本文以北京市地爸区生产总值和最办终消费之间的关氨系为研究对象艾,板运用单位根检验吧、协整检验和误懊差修正模型等经把济计量方法对北办京市盎1978 - 把200百8年最终消费和哀经济增长关系进摆行实证分析。结岸果表明颁,氨 北京市地区生袄产总值和居民最蔼终消费、政府最昂终消费三个时间靶序列都是一阶单隘整的时间序列扮,把都受到前期的较按大影响拜,般具有很强的惯性敖，鞍且他

2、们之间却存唉在着比较稳定的摆长期均衡关系。扒随后，本文主要艾通过对居民消费坝水平的变动进行佰多因素分析，建啊立以居民消费水班平为因变量，以八其它可量化影响疤因素为自变量的摆多元线性回归模版型，并利用模型芭对居民消费水平拜这一社会现象进埃行数量化分析，蔼找出影响居民消啊费水平的主要因肮素。袄最后，在理论及耙模型分析的基础癌上，针对北京市唉居民消费现状提凹出疤了背政策建议扒。拌关键词：居民消昂费 经济增长 伴协整检验跋 蔼回归分析PAGE 37目 录TOC o 1-3 h z u HYPERLINK l _Toc260啊954183哀 吧一、研究背景及瓣文献综述袄 PAGEREF _Toc2609

3、54183 h 皑2 HYPERLINK l _Toc260954184 隘（一）研究背景岸 PAGEREF _Toc260954184 h 癌2 HYPERLINK l _Toc260954185 般（二）文献综述搬 PAGEREF _Toc260954185 h 哀2 HYPERLINK l _Toc260954186 敖二、北京居民消班费版的历史演变和半国外大城市消费笆需求变化规律及哀对北京的启示碍 PAGEREF _Toc260954186 h 敖5 HYPERLINK l _Toc260954187 傲（一）北京居民氨消费的历史演变霸 PAGEREF _Toc260954187 h

4、熬5 HYPERLINK l _Toc260954188 拌1摆北京市居民消熬费对经济增长贡氨献情况澳 PAGEREF _Toc260954188 h 昂5 HYPERLINK l _Toc260954189 矮2. 芭北京市居民消费搬结构和消费热点疤的形成与调整疤 PAGEREF _Toc260954189 h 隘5 HYPERLINK l _Toc260954190 氨3. 埃制约和影响北京耙市居民消费的主霸要因素叭 PAGEREF _Toc260954190 h 板6 HYPERLINK l _Toc260954191 办（二）国外大城百市消费需求变化叭规律及对北京的摆启示拌 PAGER

5、EF _Toc260954191 h 案8 HYPERLINK l _Toc260954192 蔼三、北京市居民柏消费与经济增长隘的实证分析板 PAGEREF _Toc260954192 h 疤10 HYPERLINK l _Toc260954193 鞍（一）数据与变澳量的选取笆 PAGEREF _Toc260954193 h 办10 HYPERLINK l _Toc260954194 耙（二）分析方法隘 PAGEREF _Toc260954194 h 笆12 HYPERLINK l _Toc260954195 疤（三）实证分析佰 PAGEREF _Toc260954195 h 班13 HYP

6、ERLINK l _Toc260954196 案四、居民消费水岸平影响因素分析拌 PAGEREF _Toc260954196 h 胺17 HYPERLINK l _Toc260954197 办（一）理论基础柏 PAGEREF _Toc260954197 h 八17 HYPERLINK l _Toc260954198 安（二）建立模型懊 PAGEREF _Toc260954198 h 罢18 HYPERLINK l _Toc260954199 爱（三）数据收集盎 PAGEREF _Toc260954199 h 爱19 HYPERLINK l _Toc260954200 佰（四）模型的参扳数估计、

7、检验及爸修正案 PAGEREF _Toc260954200 h 敖20 HYPERLINK l _Toc260954201 颁（五）总结扳 PAGEREF _Toc260954201 h 按27 HYPERLINK l _To盎c260954半202啊 胺五、主要政策建跋议及论文进一步奥研究方向捌 PAGEREF _Toc260954202 h 摆28 HYPERLINK l _Toc260954203 扳（一）政策建议阿 PAGEREF _Toc260954203 h 昂28 HYPERLINK l _Toc260954204 啊（二）论文进一阿步研究方向罢 PAGEREF _Toc2609

8、54204 h 案30爱 氨一、研究背景及芭文献综述（一）研究背景把消费、投资、净跋出口被称为拉动芭一个国家或地区绊经济增长的翱“岸三驾马车矮”办，在经济发展中扒扮演着重要的角哎色。三者之间适伴度的比例关系可瓣以促进经济持续绊健康发展。近年捌来北京市经济快啊速发展，产业结背构不断优化调整霸，居民收入水平俺不断提高，整体背经济也由上世纪巴八九十年代的投把资主导型转变为氨投资、消费双拉案动型并开始逐渐盎向消费主导型转吧变。埃但与世界平均水盎平特别是发达国氨家相比，北京市蔼的消费仍处于较昂低水平，消费不啊足仍是当前北京白经济运行中的主按要问题。从最终柏消费的构成看，般居民消费不足是奥北京消费结构中疤

9、的一个重要问题白。相对于经济发拌展水平，北京的疤居民消费水平相扮对偏低。200敖7年上海的居民颁消费水平为24扮260元，是北哀京（18911敖元）的1.3倍耙，而同期上海人办均GDP为北京捌的1.1倍，京佰沪居民消费水平氨的差距大于人均靶GDP间的差距暗。败居民收入差距过霸大、城乡差距、靶社会保障制度不败完善、房价过高颁抑制居民消费等跋问题都将制约着把未来居民消费，岸如何解决这些问把题，促进居民消扮费持续增长，使跋之成为拉动经济巴增长的不竭动力伴，是亟待解决的吧问题。（二）文献综述八居民的消费行为瓣通常用消费函数百来描述，到目前啊为止，西方经济耙学界已经形成了挨比较完整的消费盎函数理论体系，

10、凹这可以成为我们八对居民消费行为邦进行实证研究的靶理论基础。消费半函数的概念最初凹是由凯恩斯提出岸的，他认为本期办消费主要取决于啊本期收入，并且叭居民的收入水平跋越高其边际消费按倾向就越低，此敖即绝对收入假说吧。然而，由于不白少发达国家的长鞍期经验数据并不胺支持绝对收入假挨说，因此经济学矮界开始对该假说爸进行质疑，认为坝其只是说明了一哎种短期消费现象扮，而要解释长期版消费行为还必须昂依靠新的理论。半因此，在20 疤世纪50 年代鞍之后，相继发展澳出了杜森贝里的挨相对收入假说、坝弗里德曼的恒常班收入假说以及莫靶迪里安尼的生命稗周期假说等。杜按森贝里相对收入爱假说的主要观点扮是：居民在决定瓣其消费

11、时要参考柏其他具有同等收百入水平居民的消班费，此外，本期氨消费不仅受到本扳期收入的影响，芭还受到以前时期爱已经达到的消费唉水平的影响。弗熬里德曼提出了恒颁常收入的概念，摆他认为居民各期熬获得的收入可以拜分为恒常收入与坝暂时收入两部分奥，居民消费取决坝于恒常收入而非癌本期收入。莫迪跋里安尼生命周期柏假说的核心思想版与恒常收入假说八类似，它强调居霸民会利用储蓄和哎借贷来平滑一生哀的消费路径。到爱上世纪70、8般0 年代，霍尔办又提出了理性预拜期生命周期消费昂函数，而戴维森佰等则用误差修正熬模型解释了消费奥与收入的关系；巴近年来，预防性挨储蓄理论与流动爸性约束假说又逐巴渐成为了消费函昂数研究的热点。

12、败国内学者的研究懊视角大致有以下肮几个角度：氨一是从居民消费伴结构入手，认为扒加快居民消费机挨构升级有利于促矮进经济增长。吴氨薇（2009）凹指出消费结构升傲级是经济增长的摆持久动力，经济捌增长是消费结构柏升级的基础，经霸济增长促进消费罢结构升级。常用跋的方法有恩格尔蔼系数法、因子分巴析法和扩展的线拜性支出系数模型拔(EIES模型案)等。俺二是从城乡居民瓣消费差异入手，案认为挖掘农村居叭民消费潜力是促瓣进居民消费的有氨效途径。林秀梅艾（2009）认暗为，我国城乡居拔民的消费增长结挨构有着较大的差叭异，只有挖掘农坝村消费潜力，使肮农村消费成为整百个社会消费的重凹要动力，从而使扮消费增长成为推百动

13、社会经济增长背的巨大力量。挨三是从政策的角懊度入手，认为政癌策是影响居民消把费的主要因素之澳一。应该说，政罢策因素是居民感板受最直接、作用傲效果最为明显的白影响因素。从1伴978年的计划把经济体制到市场哎经济的转轨，到岸2000年至今办的一系列社会保胺障制度的改革，拜无不对居民的消艾费产生了巨大的袄影响。艾到底应该如何认隘识北京的居民消柏费与经济增长的版关系，如何解决澳制约居民消费增扒长的种种桎梏？癌本文认为，北京八的居民消费存在搬的问题不是某一拌方面的因素独立爱作用的结果，而哀是多方面因素综半合作用的结果。袄本文癌运用单位根检验胺、协整检验和误把差修正模型等经败济计量方法对北柏京市懊1拜97

14、8 - 2皑00班8年最终消费和氨经济增长关系进伴行实证分析。结颁果表明扒,笆虽然北京市地区盎生产总值和居民澳最终消费、政府唉最终消费三个时把间序列不平稳哀,扒但是按他们哎之间却存在着比安较稳定的长期均傲衡关系。摆二、扳北京居民消费版的历史演变和罢国外大城市消费爸需求变化规律及罢对北京的启示懊（一）北京居民哀消费的历史演变颁1霸北京市居民消费叭对经济增长贡献扳情况办从历史时期来看阿，北京市居民消疤费对经济增长的斑贡献情况演变大板致可以分为两个埃时期：（1）拜1978年癌半1998年前后耙。这段时期，是叭居民人均收入快埃速增长，带动居袄民消费实现同步背增长，且高于G傲DP的增长速度斑。（2）20

15、0坝0年至今。这一爱时期，虽然居民澳收入仍在快速增背长，但是受住房八、医疗和养老等颁一系列社会保障半制度改革的影响半，居民储蓄率开斑始攀升，居民消胺费率相对下降。佰从2002年开罢始居民消费对G般DP的拉动作用敖逐年减弱。皑图爱1败 1978年澳白200澳8哎年居民消费吧占GDP比重变跋化癌情况（支出法）安2白.蔼 胺北京市居民消费俺结构和消费热点拜的形成与调整啊改革开放靶以后，北京经济案的快速发展，居胺民收入大幅增加白，200翱8昂年，北京市城镇熬居民人均可支配哀收入达到败24725挨元，扣除价格因疤素，是办1978年的9挨.扳6敖倍；蔼农民人均纯收入爸达到吧10747敖元，扣除价格因把素，

16、是1978跋年的艾6.8搬倍。随着收入的唉增加，居民消费邦水平不断提高。罢200翱8佰年，城镇居民人半均消费性支出俺16460按元，扣除价格因绊素是1978年癌的6.隘5癌倍；农民人均生瓣活消费支出傲7656奥元，扣除价格因拌素是1978年伴的翱5.9啊倍。消费结构发奥生变化，30年柏间，居民消费经拌历了上世纪80佰年代以彩电、冰傲箱、洗衣机为代安表品的千元消费碍，到90年代的芭以家用电脑为代奥表的万元级消费懊。进入21世纪罢，以汽车和住房半消费为代表的几鞍十万元消费方兴百未艾。败图败2般 1978年傲笆200鞍8鞍年北京市城乡居柏民消费情况（支扳出法）巴3稗.傲 岸制约和影响北京扮市居民消费

17、的主扳要因素胺（1）居民收入败与翱消费支出胺影响居民消费的唉因素众多，而收熬入始终是最重要颁的因素。扒凯恩斯认为随着鞍收入的增加,消奥费也会增加。收碍入直接制约着消艾费,收入分配严胺重地影响着消费巴。吧（2）斑城乡二元结构与胺居民消费捌长期以来，由于拜计划经济体制的埃影响，我国的城爸乡二元结构比一百般发展中国家更背为突出，改革开岸放以来，城乡收爸入的差距不断拉板大，城乡二元结昂构尤其是消费差摆异不断加剧。北背京市的城镇居民半消费和农村居民背消费差距从19败90跋年开始呈明显扩爸大趋势（见图捌3碍）。百200鞍8案年城镇居民消费背与农村居民消费办的比例从19跋89扒年的昂3.4:1罢上升为稗1拔

18、2.3八:1。哎图3 1987拌年背般200摆8熬年城镇居民消费埃与农村居民消费芭比例把（3）白政府政策对暗居民消费的影响扒长期以来，我国摆的社会保障制度笆是一种扮“矮低工资、高福利叭”拔，由政府和企业按“蔼统包隘”澳的社会福利制度按。福利水平虽然叭不能和欧洲福利柏国家相比，但在办低水平上也几乎巴是百“阿从摇篮到坟墓阿”蔼，这在很大程度肮上消除了居民的白后顾之忧，促进半了消费需求的快般速增长。但是，靶进入90年代以般来，社会保障体败制进入加速改革斑阶段，旧的福利白制度被打破，新摆的社会保障体系扳还不完善，转轨安期间出现的社会伴保障功能弱化对伴城镇居民消费产稗生了很大影响。盎当前，在教育、翱医疗

19、、社会保障癌和住房等公共服百务和公共产品方安面不均衡、不公斑平的供给状态，斑增强了居民未来凹的消费支出预期胺，导致居民风险昂防范型储蓄动机稗不断增强，对消隘费带来不利影响啊。挨因此，社会保障柏制度不完善是办造成颁当前消费需求不案足的重要原因。阿（二）国外大城哀市消费需求变化白规律及对北京的拜启示罢从经济结构和社盎会发展阶段看，捌与世界平均水平隘特别是发达国家凹相比，北京市消暗费仍处于较低水按平，消费不足仍阿是当前经济运行安中的主要问题。叭从世界各国的最背终消费率（此为半最终消费占GD懊P比重）水平看八，根据世界银行鞍资料，2002氨年，世界平均水昂平为80.1%柏，低收入国家为百80.7%，中

20、按等收入国家为7氨4.3%（其中懊，上中等国家为把75.2%，下坝中等国家为72稗.4%），高收爸入国家为81.奥0%。2007哀年，北京市人均翱GDP达到76搬54美元，超过翱上中等收入国家白的平均水平，但氨北京市最终消费罢率水平仅为54扒.3%。般表1 绊 哎主要国家和地区碍居民消费支出占懊GDP柏比重疤(%)跋扳1990跋1995半200熬0袄2005肮2006稗2007爱美国傲66.7 唉67.8 叭69.0 鞍70.4 唉70.2 版70.3 凹日本按52.5 板55.0 柏56.2 板57.0 傲57.1 哎56.3 敖欧元区巴57.4 傲57.4 埃57.6 翱57.5 昂57.

21、1 罢56.5 案德国拌57.6 靶57.7 百58.9 拜59.1 唉58.5 罢56.7 鞍法国霸57.1 巴56.6 捌55.7 捌56.9 翱56.8 拌56.7 凹英国笆62.0 背63.3 熬65.1 艾64.3 斑63.6 扮63.1巴 暗新加坡跋45.9 跋41.5 哎42.2 笆40.6 捌38.9 阿38.1 绊韩国伴51.7 阿52.2 邦53.7 癌53.4 版54.4 叭54.7 芭俄罗斯稗48.9 懊52.1 啊46.2 氨49.6 艾48.9 靶49.1 肮巴西俺59.3 翱62.5 埃64.3 碍60.3 阿60.4 挨61.0 傲印度霸65.6 俺63.7 笆

22、64.1 皑57.5 袄56.4 霸54.2 啊世界平均矮60.0 柏60.8 八61.3 鞍61.1 隘60.7 白低收入国家坝77.8 扒75芭.3 胺75.2 埃74.8 般73.4 哎74.1 氨中等收入国家瓣60.3 艾59.7 拔59.8 奥56.1 案54.7 办54.6 凹高收入国家鞍59.8 埃60.8 敖61.5 澳61.9 邦61.7 案北京市居民伴消费结构与发达败国家相比有待优芭化升级。斑一是吃、穿搬消费比重相对较把高，具有明显的暗小康型消费结构坝特征。爸2007暗年，北京市城镇扮居民用于食品消白费支出比重为岸32.2%安；美国为半13.7%芭，英国和德国为蔼12.2%

23、艾；受消费习惯和扒饮食偏好影响，耙法国、日本、韩阿国食品消费支出埃比重相对较高，拔超过把20%翱。北京市服装类案消费支出比重为啊9.9%凹，而主要发达国傲家在凹3.7%柏至叭6.4%懊之间。罢二是居住类邦和交通类消费比扮重偏低，享受性靶消费支出不足。坝在居住方面，北奥京市城镇居民居隘住类消费支出（斑包括实际房租、板水电、气和其他把燃料、居住维修氨等）比重为岸8.1%办，美国、德国、案法国、日本在白15%碍左右。罢在交通方面懊，北京市城镇居靶民用于交通消费佰的比重为阿15.2%白，而美国为搬22.9%啊，英国为摆17.2%搬，德国和法国约拔为笆15%奥。碍三是居民教靶育和医疗卫生消霸费比重明显偏

24、高翱，用于发展性和扮保障性消费支出哎的负担较重。盎2007芭年，北京市城镇胺居民用于教育消案费支出的比重为碍15.6%凹，而发达国家平瓣均不到哀4%懊。其中，法国为啊0.4%碍，德国和英国分埃别为皑1.1%埃和氨1.5%爱，美国和日本分靶别为笆3%瓣和靶4.2%板。北京市城镇居碍民用于医疗卫生唉消费支出的比重背为埃8.4%佰，而发达国家不安到啊5%胺。其中，英国仅啊为哀1.4%耙，美国、德国、班法国和日本在拜4%罢左右。居民用于暗教育和医疗卫生笆消费支出的负担胺重，不仅挤占了敖居民用于其他消唉费项目支出，而佰且由于教育和医扮疗卫生消费支出澳的不可预知性和靶不确定性，居民扒不得不积累大量袄的预防

25、性储蓄，哀降低即期消费倾拜向。佰结构分析表拔明，在北京市居板民消费结构中，哀吃和穿仍是居民氨消费支出的主体拔，住和行等享受哀性消费支出相对捌不足，教育和医拜疗卫生等发展性罢和保障性消费支坝出的负担较重。挨在发达国家，居敖住、交通和文化爸娱乐等享受性消扳费是居民消费支矮出的主体；食品矮消费支出退居其阿次；由于拥有比案较完善的国民教八育体系和医疗卫叭生保障体系，居敖民个人用于教育凹和医疗卫生的消疤费支出比重相对霸较低。搬三、搬北京市居民消费靶与经济增长的实柏证分析八（一）数据与变百量的选取八我们分别选取板居民最终消费指挨数（Cj）邦作为斑反映居民消费水绊平的哀代表变量绊，案选取耙政府最终消费指跋数

26、（Cz）奥作为癌反映政府消费水隘平的拜代表变量蔼，按同时选取北京市霸地区生产总值（胺GDP）作为衡矮量地区经济增长懊的指标；把三个时间序列数搬据均来自北京皑60年数据资料拌及数说北京碍叭改革开放30年盎白,办样本区间为靶1978傲鞍200捌8年半,斑由于年鉴中的地耙区生产总值是按拜当年价格水平计白算的拔,半为了使各年的地埃区生产总值情况拔具有可比性伴,蔼 运用地区生产翱总值平减指数柏(1978奥年为瓣1把00%盎)安进行调整。而居斑民最终消费指数唉（Cj）和政府艾最终消费指数（捌Cz）按可比价罢格计算，但以上罢年为基期，故居败民最终消费指数捌（Cj）和政府疤最终消费指数（阿Cz）以197背8年

27、为100%版可调整如下表。绊表皑2阿 扒 疤 伴 靶 瓣样本数据熬把 熬 板 罢 疤年份芭地区生产总值G稗DP暗 (亿元)颁居民最终消费指捌数以1952年啊为100佰政府最终消费指霸数以1952年澳为100拌地区生产总值平稗减指数罢(1978拌年为绊1阿00%芭)爱居民最终消费指矮数以1978年败为100百政府最终消费指鞍数以1978年邦为100皑1978办108.8爸518.5癌700.7柏100.0罢100.0 半100罢1979隘120.1败624.3氨873.7矮100.6翱120.4 埃124.689爸6岸1980疤139.1邦725.4巴87靶3.7鞍104.3爸139.9 澳12

28、4.689巴6翱1981胺139.2拔771.1案856.3胺104.9俺148.7 背122.206胺4凹1982疤154.9爸839.0叭947.0昂108.6敖161.8 斑135.150碍6柏1983唉183.1胺895.2暗1062.6拜110.3稗172.7 皑151.648胺4板1984捌216.6拔1097.5隘1446.2翱111.2坝211.7 傲206.393笆6翱1985俺257.1百1354.3傲1515.6皑121.4霸261.2 翱216.298半1986捌284.9氨1699.7稗2008.1般124.5背327.8 半286.584八8鞍1987扳326.8班

29、1798.3颁2180.8蔼130.4翱346.8 白311.231案6靶1988啊410.2捌1996.1懊2082.7班145.1霸385.0 靶297.231皑3百1989阿456.0暗2139.8蔼2082.7皑154.4霸412.7 柏297.231败3哎1990白500.8盎2475.7斑2230.6疤161.2啊477.5 皑318.338澳8盎1991笆598.9翱2755.5敖2317.6拔175.4稗531.4 袄330.755埃1992哀709.1八2854.7癌2266.6傲186.6耙550.6 拔323.476安5案1993熬886.2把3134.5哎2282.5搬

30、207.7佰604.5 颁325.745傲7八1994唉1145.3癌3595.2班2437.7懊236.1挨693.4 叭347.895艾1995靶1507.7巴4184.8熬3003.2癌277.5岸807.1 岸428.6摆1996阿1789.2半4624.3耙3246.5俺302.1埃891.9 八463.322巴4凹1997唉2075.6般5410.4癌4197.7挨318.3奥1043.5 半599.072半4耙1998敖2376.0伴5621.4爸4642.6般332.8胺1084.2 捌662.566邦1999办2677.6邦6267.8跋5538.6翱338.1叭1208.8

31、 按790.438般1蔼2000肮3161.0阿6750.5霸6325.1跋357.1蔼1301.9 隘902.683叭2001翱3710.5胺7310.8啊7160.0摆375.3埃1410.0 盎1021.83绊5啊2002哀4330.4氨8253.8罢7790.1瓣392.8啊1591.9 隘1111.76靶2003奥5023.8懊9062.7疤8514.6绊410.5爸1747.9 澳1215.15暗6爱2004埃6060.3叭10005.2扳9434.2摆434.0斑1929.6 拜1346.39埃6凹2005搬6886.3懊11155.8板10877.6八441.1袄2151.6

32、般1552.39巴2006懊7861.0啊12940.8把13053.2邦446.4叭2495.8 爱1862.88般2007拌9353.3按14817.2瓣15833.5百468.8跋2857.7 埃2259.66安9碍2008吧10488.0按17602.8瓣20520.2癌482.3邦3394.9 氨2928.52安9阿资料来源：吧北京60年数笆据资料及数挨说北京案搬改革开放30年跋岸表的后拜两哀列即是本文用作半建模分析的样本哎的实际值。分别瓣定义敖地区生产总值平八减指数、居民最暗终消费指数、政百府最终消费指数霸为GDP绊、Cj和Cz扳。所使用的统计拜分析软件是敖马克威败5.0。（二）分

33、析方法班考察变量间的关佰系时，一般的做胺法是根据现有的摆样本资料建立比疤较合适的回归方澳程，但由于宏观熬经济变量一般都把是非平稳的，如袄果用非平稳变量熬建立回归模型不版可避免地导致虚搬假回归问题。因绊此，本文在实证艾研究中通过建立翱关于凹居民消费爱对经济增长的误捌差修正模型案(皑Error C笆orrecti捌on Mode靶1颁)背来加以实证分析盎，从而避免因时肮间序列数据的非澳平稳性而引起的按虚假回归。并通搬过建立误差修正班模型进一步研究扒长期均衡与短期颁均衡的调整机制昂，更好的说明霸居民消费啊对经济增长的影翱响。具体的建模八步骤是：首先对扳经变换的版地区生产总值平艾减指数、居民最办终消费

34、指数、政疤府最终消费指数隘进行单整翱(凹integra安tion百)坝检验，通过检验疤变量的平稳性，癌判断其是否满足案协整稗(般cointeg八ration澳)败检验的前提；其爸次，检验变量之暗间是否存在协整熬关系；再次，根盎据Grange笆r定理，如果若拔干个非平稳变量半存在协整关系，巴则这些变量必有暗误差修正模型表爱达式存在，从而隘分别确立板居民消费埃对经济增长的误拌差修正模型。（三）实证分析1、相关性分析板相关分析是对变拔量之间相关性的岸分析，其主要目斑标是要考察变量板之间是否存在内唉在依存关系并做坝出符合实际的判奥断，测定它们关奥系的密切程度与把方向。根据19埃7敖8200叭8耙年统计

35、数据，应埃用熬马克威5.0敖测算，GDP和跋Cj和Cz三挨个变量之间相关懊系数高达哀0.98122拔4笆，这说明敖北京地区生产总版值与居民最终消袄费、政府最终消鞍费案之间存在着胺较叭强的正相关关系胺。所示的散点图背也显示了直线相氨关关系。昂图4 GD爸P-回归效果图哎2、北京市版居民消费、政府绊消费阿与北京市经济增癌长的协整分析佰（1）平稳性检隘验埃1987年En版gle和Gra凹nger提出了艾协整理论，指出芭一些同阶的非平熬稳经济变量的线败性组合如果是平昂稳序列，说明这伴些变量之间存在跋一种长期稳定的背均衡关系，即协败整关系，在经济芭意义上，这种协蔼整关系的存在意把味着可以通过一按个（些）

36、变量来拔影响另一个（些胺）变量的变化。拜我们可以通过协澳整模型研究19邦78叭200翱8巴年北京市半地区生产总值平蔼减指数（GDP傲）与百北京市半居民消费指数（皑Cj）、政府消皑费指数（Cz）八是否存在长期均蔼衡关系。由于只罢有具有相同单整颁阶数的非平稳变哀量才可能存在协爸整关系，因此首办先对各个变量进颁行单位根检验。案即先对表中的北蔼京市暗地区生产总值平凹减指数与居民最鞍终消费指数、政板府最终消费指数昂进行平稳性AD爱F检验，即单位肮根检验，以判断班时间序列的平稳敖性，检验结果见芭表哀：拌表哀3 傲 熬北京市邦地区生产总值平氨减指数与居民最唉终消费指数、政袄府最终消费指数翱的平稳性检验结哎果

37、俺变量绊检验形式(C,八T,K)颁ADF检验统计昂量颁临界值扒5%艾结论霸GDP鞍(C,0,0)版-1.2818跋99蔼-1.95办非平稳哎Cj跋(C,鞍0背,办0胺)斑2.79017拔1哀-1.95懊非平稳疤Cz靶(C,把0瓣,霸0昂)板4.胺434225盎-1.95俺非平稳唉稗GDP昂(C,0,爱0啊)奥-6.6245邦35皑-1.95胺平稳啊吧Cj氨(C,0,伴0凹)绊-5.4100澳25邦-1.95癌平稳坝斑Cz芭(C,0,懊2耙)拜-2.7272八95八-1.95鞍平稳隘在岸上邦表中，案白GDP熬、案唉Cj、跋傲Cz版分别表示GDP蔼、Cj、Cz稗的一阶差分，（鞍C,T,K）分捌别表

38、示单位根检霸验方程的常数项柏、时间趋势项和鞍滞后阶数，其中胺C=0表示不含奥常数项，T=0伴表示表示不含时败间趋势项。从检扮验结果来看，G般DP哀、Cj、Cz挨均未通过5%水唉平下的单位根检斑验，说明北京市白地区生产总值与熬居民最终消费、傲政府最终消费氨是非平稳数据。八而它们的扳一氨阶差分序列案巴GDP熬、跋捌Cj、叭安Cz斑都通过了5%显霸著性水平下的A埃DF检验，由此绊可知GDP耙、Cj、Cz爱均为叭一疤阶单整序列，表熬示为GDPI鞍(佰1芭)奥，Cj翱I(拔1八)罢，Cz岸I(颁1班)案。（2）协整检验俺由上文可知，平鞍稳性检验的结果皑是GDP败、Cj、Cz班均为柏一傲阶单整序列，符败合

39、进行协整检验扒的前提，可以分昂别对GDP巴、Cj、Cz把进行协整检验，板检验的目的是看斑GDP敖、Cj、Cz白是否存在长期的扒、稳定的关系。把按照Engle斑和Grange背r（1987）盎提出的E-G两傲步检验法，我们哎首先用OLS方啊法分别对GDP扳、Cj、Cz拌进行协整回归，爸得到回归模型估翱计的残差序列e隘，这里我们既不哀需要考虑回归方肮程的拟合优劣，挨也不需要检验序拜列e是否存在自隘相关性，版因为确定GDP跋、Cj、Cz皑之间是否存在协百整关系的唯一前颁提就是它们的残背差序列e是斑“八平稳瓣”跋的。安接下来，我们对袄回归模型估计残安差序列e进行平俺稳性检验，结果氨见表：GDP斑、Cj

40、、Cz鞍的协整模型所估笆计残差序列e的八ADF值为-2隘.006485澳小唉于把5案%显著性水平的隘临界值-1.9安5，所以可以认拜为残差项八不坝存在单位根，是白平稳序列。绊表懊 跋4邦 捌 艾 肮残差序列e的平皑稳性检验结果八单位根检验统计摆量Aug伴mented 挨Dickey-笆Fuller 巴检验版残差爱检验统计量岸-2.0064背85爸临界值(水平5稗%)氨-1.95班因此爱,哎可以拒绝原假设吧,岸认为在5颁%按的显著性水平上敖残差序列是一个坝稳定的时间序列爱,颁因此可以断言拌GDP 唉和Cj、Cz之皑间存在着协整关邦系。耙3疤、北京市经济增绊长与斑居民最终消费、翱政府最终消费碍的误

41、差修正模型爱误差修正模型是颁把原始变量和差按分变量有机地结埃合在一起，以充版分利用两者所提氨供长期和短期信八息。从短期看，笆地区生产总值的叭变动是由比较稳凹定的长期趋势和版短期波动所决定耙的，短期内系统鞍对于均衡状态的哀偏离程度的大小邦直接导致波动振吧幅的大小。从长伴期看，协整关系碍式起到引力线的扮作用，将非均衡办状态拉回到均衡翱状态。由上文的绊协整分析可知，懊序列GDP和巴Cj凹、白Cz岸之间分别存在着翱惟一的协整关系邦。Grange耙r表示定理（1昂987）证明了败协整与误差修正耙模型（ECM）斑的等价性，EC唉M不但能反映时叭间序列之间的长翱期均衡关系，而矮且能反映短期偏邦离长期均衡的修

42、白正机制，所以我笆们建立误差修正拔模型如下扒： （1）坝方程（1）的经芭济含义是：隘盎地区生产总值与熬居民最终消费、搬政府最终消费哎之间存在长期均傲衡关系，呈现共办同的增长趋势；盎邦从各变量系数来碍看，地区生产总扮值受上期影响大背，在其他变量不皑变的情况下，上绊期生产总值每增氨加1%，就会引白起本期生产总值熬增长奥0.65032艾7肮%，而昂居民最终消费、斑政府最终消费的拔影响作用不是很肮显著；肮班ECM是误差修哎正项，该项系数颁反映了误差修正澳规模自身偏离均矮衡误差的作用机邦制。当修正系数板为1时，GDP啊和靶居民最终消费、邦政府最终消费吧的当年均衡误差版在下一年就可调安整到均衡状态。搬此模

43、型的系数-班0.拔135858鞍，误差修正项系吧数为负，符合反鞍向修正机制，说背明地区生产总值耙增长和癌居民最终消费、蔼政府最终消费稗增长之间的均衡搬关系对当前非均疤衡误差调整的自佰身修正能力较弱败，而且完成这种霸修正需要较长的哎时期。敖四、奥居民拜消费水平影响因版素分析（一）理论基础蔼自1936年凯艾恩斯提出绝对收搬入假说后，居民绊消费函数理论得啊到了空前的发展叭，各种流派不断阿涌现。从各主要肮流派看，尽管存隘在着不同的看法般，或从某些方面袄提出了不同的居霸民消费函数，但岸不难看出，影响板居民消费的因素百十分繁多，包括把居民收入、持久爸收入、相对收入肮、前期消费、预案期消费、资产存唉量、年龄

44、结构等伴。岸根据以上理论，八结合北京市实际安情况及目前所能白够收集到的数据班，我们可以对北扮京居民消费水平胺的变动进行多因昂素分析，建立以半居民消费水平为罢因变量，以其它暗可量化影响因素罢为自变量的多元颁线性回归模型，靶并利用模型对居俺民消费水平这一瓣社会现象进行数叭量化分析，对如佰何提高居民消费坝水平提出一些可扮行性建议。（二）建立模型爸在建模时作如下芭处理：罢1、该模型为线败性模型。埃2、采集的样本鞍是1978年-绊2008年。把3、模型中将居阿民消费水平作为癌被解释变量，根熬据经验引入城镇佰居民人均可支配搬收入、农村居民疤人均纯收入、劳奥动人口（20-埃55岁）占总人按口比例、居民消胺费

45、价格指数、转半移性收入占城镇伴居民家庭总收入坝比重、GDP增绊速，对模型进行爱回归分析。扮其中：城乡居民懊收入代表收入因氨素，劳动人口占佰总人口比例代表笆人口结构因素，哀居民消费价格指版数代表价格因素安，转移性收入占霸城镇居民家庭总版收入比重代表社岸会保障因素(由败于整个社会的社昂会保障投入并没柏有统一的衡量指蔼标，因此以城镇埃居民转移性收入颁比重替代)，G拌DP增速代表人佰们对未来的预期袄。凹初步建立模型如埃下：暗其中，Y哀罢居民消费水平（百元）碍 X碍1捌板城镇居民人均可按支配收入（万元捌）唉 X瓣2敖唉农村居民人均纯澳收入（万元）暗X3挨背劳动人口占总人盎口比例（%）搬 X跋4傲罢居民消

46、费价格指碍数（r=100肮）爸 X爱5背案转移性收入占城芭镇居民家庭总收疤入比重（%）阿X6哎拔GDP增速（%矮）艾4、为减弱初步笆模型中解释变量艾之间的相关关系氨，首先将名义数摆据转换为实际数癌据，即：运用消岸费价格指数调整澳消费与收入数据澳；其次，采用差霸分法将初步模型稗变形为一阶差分稗模型，进而降低俺多重共线性。将初步模型变形为（三）数据收集隘我们使用的是百北京60年数据耙资料中197袄8年2氨008年的数据袄作为分析对象，澳基础数据如下：澳表5 扒 暗 样本数挨据爱obs扒Y拔X吧1氨X奥2懊X袄3霸X捌4爱X耙5哀X6柏1978靶330.1盎365.40把225芭53%傲100稗5.

47、0%斑110.5颁1979拔356.1俺414.95跋250岸53%班101.8埃2.6%埃109.7芭1980白440.1鞍501.36奥308跋53%芭107.9艾5.8%伴111.8版1981癌485.0巴514.14艾361拜53%哀109.3板6.2%傲99.5败1982霸526.0扳561.05胺430般54%翱111.3搬5.7%熬107.4拌1983奥578.9肮590.47伴519胺55%邦111.8碍5.6%袄116.4敖1984袄676.9阿693.70绊664懊56%佰114.3扒5.8%按117.4芭1985傲911.8摆907.72敖775般56%坝134.4阿14

48、.0%稗108.7柏1986搬1093.6般1067.52耙823绊56%败143.5鞍16.2%哀108.0版1987扳1197.7笆1181.87爱916艾56%俺155.8坝21.2%拌109.6办1988爱1536.4稗1436.97敖1063唉55%拌187.6邦25.5%啊112.8碍1989跋1648.4扳1597.08奥1231霸55%澳219.9八25.3%岸104.4袄1990八1796.6氨1787.08芭1297艾57%笆231.8奥24.3%把105.2氨1991半2070.7皑2040.43靶1422安56%昂259.4皑21.8%俺109.9稗1992扳2374.

49、8袄2363.68罢1569板56%罢285.1百16.3%斑111.3般1993般3205.7芭3296.04熬1855瓣57%拜339.3奥15.5%奥112.3案1994暗4508.1拜4731.24靶2422阿57%隘423.8败17.2%奥113.7佰1995碍5662.6艾5868.36蔼3208搬57%熬497.1稗17.1%扳112.0扒1996靶6496.8霸6885.48扳3563哎57%板554.8傲17.3%摆109.0扳1997奥7417.6把7813.11肮3762唉57%挨584.2白22.6%澳110.1吧1998爸7954.0肮8471.98绊4029巴59%

50、叭598.2氨23.0%跋109.5唉1999邦8597.7瓣9182.76柏4316吧58%跋601.8邦23.2%芭110.9哎2000坝8849.8扮10350盎4687癌61%跋622.9熬22.8%奥111.8颁2001埃9118.9稗11578靶5274巴61%澳642.2敖22.9%白111.7捌2002柏10988.1把12464艾5880唉63%搬630.6岸28.9%背111.5翱2003唉12167.2拜13883唉6496半63%柏631.9安28.9%按111.0懊2004碍13636.0暗15638懊7172碍62%敖638.2盎30.4%伴114.1案2005版1

51、4835.0蔼17653笆7860摆63%把647.8埃28.0%耙111.8耙2006俺16770.0俺19978班8620邦63%般653.6袄25.1%俺112.8敖2007 扮18911.0半21989挨9559扳64%案669.3扒26.2%艾113.3搬2008八20346.0碍24725傲10747鞍64%瓣703.4八27.8%癌109.0拔（四）模型的参斑数估计、检验及瓣修正扒根据以上数据及案调整方法，运用板马克威软件，用扳OLS方法估计啊，最初难以得出背符合各项检验要般求的模型结果。把通过图示等方式俺进一步观察上述安数据，发现居民霸消费水平差分数扮据自2000年按以后波动明

52、显加癌大。结合现实因斑素，我们认为产版生上述现象的原罢因是从上世纪9摆0年代末期开始盎，我国陆续实施胺了国企改制以及绊住房、教育、医邦疗的市场化改革版等政策，导致人颁们普遍感到未来叭的不确定性加大胺，在决定是否实办行消费时对社会跋保障、未来预期般等因素更加敏感昂，而在此之前以阿上因素并不明显罢。由于对200翱0年以后的数据爸单独建立模型存疤在样本容量过小扮的问题，因而我颁们决定对数据进班一步加工，将转翱移性收入占城镇安居民家庭总收入巴比重（X5）和般GDP增速（X拌6）在2000案年以前的数据均叭计为0值，自2昂000年开始以捌1999年为基背期重新做一阶差扒分计算。拌使用进一步调整稗后的数据

53、及马克癌威软件，用OL拔S方法估计线性回归方程阿扒Y = 0.7懊4361*懊皑X1+0.15邦9616*矮罢X2-7.82扮158*胺板X3-0.19瓣4088*奥坝X4+20.3扳037*鞍挨X5+16.7扮139*佰芭X6哀表6 斑模型分析熬R白R 平方般修正的R 平方隘估计的标准误柏对数似然值佰AIC岸SC埃0.93444拜5澳0.87318矮8捌0.84275百3暗47.6608奥5跋-160.44阿10.7380败8岸11.0156唉3败表7 安方差分析表傲平方和胺自由度哀均方啊F值袄显著性绊回归鞍391031.百2澳6奥65171.8耙7柏28.6904柏0蔼残差胺56788.9

54、懊1啊25笆2271.55氨6把 把 爱总和白447820.阿1颁31稗 爸 袄 岸表8 办回归系数分析岸回归系数拔标准误爱标准化的霸beta颁t暗显著性白95%哀置信区间靶上界扳95%斑置信区间佰下界埃方差哀扩大因子肮容忍度百傲X1败0.74361啊0.12519邦0.76235凹2跋5.93986绊4叭0.00000疤3霸1.00144澳3岸0.48577俺7翱3.97854把0.25134碍9昂案X2版0.15961伴6暗0.28718绊2般0.07548懊0.55579懊9白0.58328凹9傲0.75107爱9跋-0.4318斑47板4.14941笆2邦0.24099靶8拜皑X3傲-

55、7.8215盎77邦9.26391案5爸-0.0883癌99靶-0.8443傲06班0.40650澳6爸11.2578氨13懊-26.900隘968碍1.21973百8懊0.81984奥8拌芭X4拌-0.1940拔88胺1.53501坝9矮-0.0133傲63板-0.1264柏4熬0.90039蔼5傲2.96734罢3般-3.3555哎18拌1.08355绊2扮0.92289耙1拔板X5扳20.3036懊79八6.69928邦4扒0.31221扒8凹3.03072俺4熬0.00560版8爱34.1011懊13鞍6.50624笆5奥1.12139鞍9阿0.89174拜3绊拔X6疤16.7139邦

56、07哀8.04776捌4班0.20446矮5盎2.07683耙8班0.04824捌6八33.2885八88版0.13922巴6败1.01930捌2皑0.98106瓣3表9共线性诊断班特征值伴条件指数扮1背2.18226凹7败1半2版1.13263叭5霸1.38806颁2八3艾0.97204昂1.49834把5拌4扮0.89657靶9拌1.56012凹6袄5颁0.68537爸5拌1.78439版6扳0.13110唉2把4.07989拌6背表10罢残差统计表坝最小值百最大值澳均值叭标准离差爸样本数安D.W.霸拟合值耙-31.554唉9摆292.530巴5坝81.3548矮6拜78.7092伴2爸3

57、1罢1.90892半7瓣残差罢-117.13氨6跋66.8634胺5埃1.30392袄1蔼43.4880白1唉31背 捌标准化的拟合值瓣-1.4345伴2版2.68298挨5俺0矮1氨31挨 芭标准化的残差翱N/A爸N/A绊1.30392扳1盎N/A耙31拜 扒表11跋相关系数表拜拜X1安皑X2傲半X3白扮X4敖办X5挨矮X6背芭Y跋癌X1哀相关系数碍1斑0.68973坝6拜0.13494皑6耙0.07861爸3扮-0.0203芭6八-0.0768鞍4般0.77936八7肮单边显著性按 暗0.00000拜9凹0.23459瓣6稗0.33710绊9八0.45672埃0.34058吧8凹0瓣协方差

58、背8278.48板3拔2750.07爱3捌11.6574哀41.5076胺8搬-2.4905佰7般-7.4957白6啊6187.35罢1芭哀X2败相关系数氨0.68973挨6敖1蔼0.19415艾7版-0.0997哎8鞍0.20389胺6败-0.0979哎8肮0.62909把8耙单边显著性拜0.00000矮9败 搬0.14764扳3案0.29664耙9摆0.13562肮3芭0.30000暗4扒0.00007皑5巴协方差靶2750.07瓣3岸1920.31瓣4阿8.07802吧5案-25.374扒1鞍12.0141爸3搬-4.6034搬5扮2405.42蔼5傲熬X3八相关系数懊0.13494捌6

59、疤0.19415鞍7唉1爱-0.1647伴5扳0.11608岸5佰-0.0826澳8癌0.05067扒3白单边显著性巴0.23459阿6凹0.14764昂3靶 矮0.1879皑0.26701扒1矮0.32917胺7皑0.39330般6疤协方差阿11.6574吧8.07802背5瓣0.90143傲1百-0.9077肮1霸0.14819邦7啊-0.0841案6爸4.19784颁5背败X4白相关系数败0.07861巴3拔-0.0997搬8斑-0.1647叭5暗1八-0.0970斑6胺-0.0374稗6熬0.01563挨8艾单边显著性百0.33710唉9敖0.29664邦9碍0.1879胺 挨0.30

60、173肮2爱0.42072班2柏0.46672翱9熬协方差肮41.5076岸8伴-25.374扒1扒-0.9077熬1摆33.6753傲8阿-0.7573翱4挨-0.2330吧4摆7.91802安3版摆X5碍相关系数罢-0.0203埃6叭0.20389把6案0.11608俺5昂-0.0970板6靶1翱-0.0124百6半0.30057笆6霸单边显著性隘0.45672奥0.13562斑3扒0.26701背1颁0.30173挨2拌 绊0.47347巴7奥0.05019爸协方差芭-2.4905白7瓣12.0141昂3跋0.14819疤7坝-0.7573爱4百1.80798矮9板-0.0179皑6阿3