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中國居民消費問題的計量經(jīng)濟(jì)分析論文
對于中國居民消費的問題，很多人都對其進(jìn)行了研究和分析，其結(jié)果基本認(rèn)同了消費與收入、儲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，運用計量經(jīng)濟(jì)方法來揭示這些因素對現(xiàn)階段我國居民消費的影響，并提出相應(yīng)的建議。
一、問題的提出
“十一五”規(guī)劃中明確表示，中國現(xiàn)在應(yīng)該轉(zhuǎn)向逐漸依靠個人消費、在較大程度上可自我持續(xù)的國內(nèi)需求模式，消費已成了值得關(guān)注的一大要點。
許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都對消費理論進(jìn)行了研究，提出了很多經(jīng)典學(xué)說。Keyness(1936)提出的絕對收入假說指出：消費支出和收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，收入增加對消費需求的擴(kuò)大具有促進(jìn)作用。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani和Brumb(1950)認(rèn)為，理性的消費者要根據(jù)自己一生的收入和財產(chǎn)來安排自己的消費和儲蓄，使一生的消費和收入相等，這就是生命周期假說。Friedman(1957)提出了持久收入的消費函數(shù)理論，該理論認(rèn)為：消費者的消費支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。
本文基于上述問題，建立中國居民消費行為的計量經(jīng)濟(jì)模型，以期能以量化的數(shù)據(jù)來明確解釋其相關(guān)因素對中國居民消費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)：凱恩斯的假說認(rèn)為，消費支出的數(shù)量依賴于當(dāng)期的收入水平，收入水平提高了，消費水平相應(yīng)就會提高。因此我們引入該因素作為解釋居民消費的變量之一。
儲蓄：X2(元/人年)。依據(jù)：由于儲蓄具有流動性和安全性，代表著更現(xiàn)實的購買力，在居民的流動資產(chǎn)中占很大比重，所以居民擁有的儲蓄額對當(dāng)期消費更有意義，這就是流動資產(chǎn)假說。因此我們引入該因素作為解釋居民消費的另一變量。
前期人均純收入：X3(元/人年)依據(jù)：費爾德曼提出了持久收入的消費函數(shù)理論，該理論認(rèn)為：消費者的消費支出不是由他的現(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——前期人均純收入來作為另一解釋變量。
在此基礎(chǔ)上以中國居民消費為被解釋變量，人均純收入、儲蓄、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)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，計量分析時采用的是1990～ 2004年15年的數(shù)據(jù)資料，將它們化為一組時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
利用EVIEWS軟件，對上述模型運進(jìn)行最小二乘估計，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
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，居民消費也會相應(yīng)的增加0.3382130351元。它與居民消費之間是正相關(guān)的關(guān)系。
在其他條件不變的情況下，儲蓄每增加1元，居民消費就會相應(yīng)地減少0.1408986733元。它與居民消費之間是負(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，居民消費也會相應(yīng)的增加0.1624787102元。它與居民消費之間是正相關(guān)的關(guān)系。均符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗。
(三)統(tǒng)計檢驗
擬合優(yōu)度檢驗：R2檢驗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：eviews計算得出F=5225.061，在顯著性水平a=0.05時，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：eviews計算得出的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，查t分布表，得到t0.025(11)=2.201計算的所有t值都大于該臨界值，均通過變量顯著性檢驗。
(四)多重共線性的檢驗
首先，檢驗x1，x2，x3的簡單相關(guān)系數(shù)，eviews估計得出的相關(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：運用OLS法逐一求Y對各個解釋變量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)計檢驗，結(jié)果如下：
F檢驗：eviews計算得出F=2579.610，在顯著性水平a=0.05時，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：eviews計算得出的t值為|t0|=2.356087、|t1|=16.02394、|t2|=3.451894，在顯著性水平a=0.05時，查t分布表，得到t0.025(11)=2.201計算的所有t值都大于該臨界值，均通過變量顯著性檢驗。
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
首先運用D-W檢驗進(jìn)行序列相關(guān)檢驗，eviews計算出的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)行最小二乘法估計后計算出的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
1.先用散點圖進(jìn)行初步觀測。
上圖為eviews做出的散點圖，由于圖示法只能進(jìn)行大概的判斷，本文采用更為嚴(yán)格的檢驗方法—G-Q檢驗。
2.運用G-Q檢驗來消除異方差性。首先將數(shù)據(jù)按自變量大小排列，將15個觀測值減去3個，再將剩下的12個分為兩組，分別運用OLS法，構(gòu)造殘差平方和序列。
G-Q檢驗結(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
通過上述分析可以看出，目前我國居民消費的最大影響因素還是收入，我國居民可支配收入水平低、收入增長慢以及居民的儲蓄是造成居民消費需求不足的根本原因。所以想要開啟我國消費市場以達(dá)到拉動經(jīng)濟(jì)增長的目的，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，居民消費也會相應(yīng)的提升0.3776851715元，它與居民消費之間是正相關(guān)的關(guān)系。在其他條件不變的情況下，儲蓄每增加1元，居民消費就會相應(yīng)地減少0.05642567689元，它與居民消費之間是負(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，實現(xiàn)高收入高消費，用收入的增長來帶動消費的增長。
(2)中國由于其自身的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民長期存在收入水平低下的情況，這就進(jìn)一步的引起了消費額的低下，因此，要想方設(shè)法增加農(nóng)村居民收入。
(3)建立健全社會保障體系。完善社會保障體系，消除居民對未來生活的擔(dān)憂和顧慮，增強(qiáng)居民消費信心，減少居民為將來生活進(jìn)行的過多儲蓄的行為。
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