1、影響居民消費水平的主要因素分析摘要 本文主要是通過對影響居民消費水平的主要因素分析揭示中國居民消費水平的現狀及問題，并依此提出部分政策建議關鍵詞：持久收入暫時收入消費水平一 經濟背景及研究的意義消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程， 任何社會都離不開消費。 在我國， 隨著社會主義市場經濟體制的確立， 消費在全民經濟生活中的作用更顯重要。 可以這樣概括的說， 消費活動是經濟活動的終點， 一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求； 但另一方面， 消費活動又是經濟活動的起點， 是拉動經濟增長的動力。 國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費， 又回歸到消費。 正因為如此，

2、 研究消費水平對于正處于轉型期的我國經濟有極其重要的經濟意義。二 相關理論1凱恩斯的絕對收入假設消費函數凱恩斯認為 , 在短期內 , 影響個人消費的主觀因素是比較穩定的, 消費者的消費主要取決于收入的多少, 隨著收入的增加, 人們的消費也在增加, 消費是“完全可逆”的, 但消費的增長低于收入的增長, 即著名的“邊際消費傾向遞減規律”。在這一理論假設下, 可得到如下的個人消費函數: = 0+ 1 +其中 , 為第期的消費支出, 為第期的絕對收入, 0 表示自發性消費,0<0, 1 為邊際消費傾向,0< <1。2.弗里德曼持久收入假設消費函數弗里德曼認為, 消費者的消費支出主要不

3、是由他現期收入決定的, 而是由他的持久收入決定的。所謂“持久收入”是指消費者可以預計到的長期收入, 即他一生中可得到的收入的平均值。弗里德曼假定 , 持久消費與持久收入之間存在一個固定比例 , 而暫時消費與暫時收入是不相關的 , 在此基礎上的消費函數的形式為 : = ( , ) +其中 , 為第期的持久消費, 為比例系數 , 是持久的消費和收入之間的邊際消費傾向 , 它受到利率、非人力財產與持久收入的比率及其他因素的影響，為第期的持久收入 , 弗里德曼用實際收入的幾何級數來對其進行測定。對上式進行考伊克變換 , 可得如下的消費函數模型 : = 1 + 2 -1+ 3莫迪利安尼的生命周期假設消費

4、函數莫迪利安尼認為, 消費者是理性的, 他只是根據效用最大化原則來使用一生的收入, 安排其一生的消費, 使一生中的收入等于一生的消費。因此 , 消費者現期消費不僅與現期收入有關, 而且與消費者以后各期收入的期望值、開始時的資產和個人年齡大小有關。消費者一生中各期消費支出流量的現值要等于一生中各期期望收入流量的現值, 這種行為可稱作“前瞻行為” , 用簡單的線性模型來描述這一假設的消費函數可得下式: = 1 + 2 +其中 , 為第期消費者所擁有的資產三 模型設定及檢驗根據現實的經濟生活觀察和經驗， 我們試圖引入以下變量： 國民收入，通貨膨脹率，利率。國民收入是一切經濟活動的來源， 當期消費是基

5、于上一期或是幾期的收入而發生的；通貨膨脹率則會通過影響一國居民實際購買能力來影響實際的消費水平；利率對消費的影響主要是通過影響居民用于儲蓄的貨幣量來間接影響消費水平。當然除了以上的因素之外， 還存在著其他的因素無法通過模型反映出來，為此，我們將其歸入隨機擾動項 M。即得到以下模型：1. 我們設定模型為Y=aX1+bX2+cX3+M其中 Y 為居民消費水平，X1,X 2,X 3 分別為國民收入，通貨膨脹率和利率。對所有變量采用最小二乘法，得出Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/04Time: 15:27Sample(adju

6、sted): 1991 2000Included observations: 10 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.0375980.00041790.086230.0000X2-5.7751281.853065-3.1165280.0207X33208.5581718.6201.8669390.1111C35.3303938.161820.9258050.3903R-squared0.999484Mean dependent var2226.100Adjusted R-squar

7、ed0.999226S.D. dependent var909.0991S.E. of regression25.28739Akaike info criterion9.587664Sum squared resid3836.714Schwarz criterion9.708698Log likelihood-43.93832F-statistic3875.355Durbin-Watson stat2.107133Prob(F-statistic)0.000000Y=0.0376X 1-5.775X 2+3208.558X 3+35.33(0.000417)(1.853)(1718.62)(3

8、8.162)t=(90.086)(-3.117)(1.867)(0.926)R2=0.999484F=3875.355DW=2.107由回歸式可看出，可決系數高，t 檢驗和 F 檢驗顯著，模型擬合較好，且DW值表明模型不存在自相關。對模型用ARCH檢驗進行異方差檢驗，發現不存在異方差。從經濟角度看，國民收入每提高一個單位會使得居民的消費水平提高0.0376 個單位，同時，隨著通貨膨脹率上升一個百分比而下降5.775個單位，而利率每上升一個百分比會使居民消費水平上升3208.558 個單位。事實上，利率上升會使得消費水平下降，即利率與消費水平成反向變動，而由模型得出的結果是利率與消費水平同向變動

9、，這可能是由于模型中存在多重共線性導致的，做相關系數矩陣得X1X2X3X11-0.5019366 -0.3026271X2-0.501936610.7908368X3-0.30262710.79083681可以看出通貨膨脹率和利率存在較高的共線性。 對模型中單個變量回歸后發現消費水平對收入的線性關系較強，擬合度較好，即Y=0.037X 1+91.587(0.000279)(13.569)t=(132.67)(6.749)R=0.998695F=17601.34DW=0.770463因此采用逐步回歸法將其余變量逐一引入得對 X 1，X2回歸得： Y=0.037X 1-0.9656X 2+93.6

10、59（ 1）(0.00026)(1.075)t=(143.839)(-0.898)R2 =0.9991F=10989.61DW=1.0702對 X 1，X3回歸得： Y=0.037X 1+1505.229X3+47.742(2)(0.000861)(2583.126)t=(43.213)(0.583)R2 =0.997F=1317.796DW=0.901對比得出 (1)式較好，但是存在自相關。選取(1) 進行修正Dependent Variable: BYMethod: Least SquaresDate: 12/23/04Time: 16:19Sample(adjusted): 1981 2

11、000Included observations: 20 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.BX10.0374200.00041689.866400.0000BX2-0.9442601.201785-0.7857150.4428C52.2043311.949074.3689040.0004R-squared0.997996Mean dependent var800.4245Adjusted R-squared0.997760S.D. dependent var630.9634S.E. of

12、 regression29.86327Akaike info criterion9.768617Sum squared resid15160.85Schwarz criterion9.917977Log likelihood-94.68617F-statistic4232.393Durbin-Watson stat1.734102Prob(F-statistic)0.000000Y=0.037X 1-0.944X 2+52.204(0.000416)(1.202)t=(89.866)(-0.786)R2=0.998F=4232.393DW=1.7342. 從城鄉居民收入差距看，據測算，農村居民

13、收入比城市居民大約落后1O 年，二者平均每人年收入差距從 1985 年的 186倍，擴大為 l990 年的 222 倍，再擴大為 1995 年的 2.71倍，二者收入的絕對差距從1980 年的 2863 元，增加到 1985 年的 341 5 元， l990 年的8239 元，再增加到 1995 年的 2705 3 元；從農村和城鎮居民內部的收入差距看，農村居民內部的最高最低人均年收入，從1985 年的 315 倍，擴大為 l990 年的 443 倍，再擴大為 l995 年的 4 82 倍。城鎮居民中1996 年收入最高的 20與收入最低的20的家庭，人均生活費收入之比由 1981 年的 2.

14、3： 1 擴大到 4.2 ： l 。如圖城鄉居民收入圖100008000入收 6000農村居民收入民4000城鎮居民收入居20000470369251111122年份由于中國居民收入目前存在明顯的城鄉差別，因此對城鄉收入對消費水平的影響分別分析。（1） 城鎮居民收入對其消費水平的影響分析根據持久收入假定，設城鎮消費水平函數為：lnY 1=C+b 1lnX 4+b 2lnX 5 （其中 X 4 代表城鎮居民當期收入 ,X 5 代表城鎮居民持久收入，是由城鎮居民收入三期值的移動平均值計算出來）Dependent Variable: LY1Method: Least SquaresDate: 12/

15、22/04Time: 12:48Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LX40.9216120.2439123.7784590.0012LX50.1024940.2432800.4213000.6780C-0.0675910.107958-0.6260830.5383R-squared0.996510Mean dependent var7.651772Adjusted R-squared0

16、.996161S.D. dependent var0.994314S.E. of regression0.061609Akaike info criterion-2.614899Sum squared resid0.075914Schwarz criterion-2.466791Log likelihood33.07134F-statistic2855.146Durbin-Watson stat1.589603Prob(F-statistic)0.000000LNY 1=0.921612LNX 4+0.102494LNX 5-0.067591(0.243912)(0.24328)(0.1079

17、58)t=(3.778459)(0.4213)(-0.626083)R2=0.99651F=2855.146DW=1.589603由上式可知， 可決系數高 , F 檢驗顯著， 模型的擬合效果較好 ,模型不存在自相關。 對比而言，當期收入對消費水平的影響比持久收入對消費水平的影響更大。（2） 農村居民收入對其消費水平的影響分析根據持久收入假定，設城鎮消費水平函數為：lnY 2=C+b 1lnX 6+b 2lnX 7 （其中 X6 代表農村居民當期收入 ,X 7 代表農村居民持久收入，是由農村居民收入三期值的移動平均值計算出來。）Dependent Variable: LY2Method: Lea

18、st SquaresDate: 12/22/04Time: 20:25Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LX61.1260330.1735636.4877620.0000LX7-0.1032610.169024-0.6109250.5481C-0.2844760.091022-3.1253560.0053R-squared0.997436Mean dependent var6.5616

19、87Adjusted R-squared0.997180S.D. dependent var0.864957S.E. of regression0.045934Akaike info criterion-3.202096Sum squared resid0.042199Schwarz criterion-3.053988Log likelihood39.82410F-statistic3890.366Durbin-Watson stat0.930944Prob(F-statistic)0.000000LNY 2=1.126033LNX 6-0.103261LNX 7-0.284476(0.17

20、3563)(0.169024)(0.091022)T=(6.487762)(-0.610925)(-3.125356)2R =0.997436F=3890.366DW=0.930944存在自相關，修正后得Dependent Variable: LY2Sample(adjusted): 1981 2002Included observations: 22 after adjusting endpointsConvergence achieved after 13 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.LX61.0508840

21、.2221934.7295950.0002LX7-0.0158820.219119-0.0724810.9430C-0.3648770.143752-2.5382330.0206AR(1)0.4662610.2037842.2880180.0345R-squared0.998197Mean dependent var6.624410Adjusted R-squared0.997896S.D. dependent var0.830050S.E. of regression0.038070Akaike info criterion-3.535806Sum squared resid0.026088

22、Schwarz criterion-3.337434Log likelihood42.89386F-statistic3321.644Durbin-Watson stat1.457632Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.47LNY 2=1.050884LNX 6-0.015882LNX 7-0.364877(0.222193)(0.219119)(0.143752)t=(4.729595)(-0.072481)(-2.538233)R2=0.998197 F=3321.644 DW=1.564853由上式可知，可決系數高, F 檢驗顯著，模型

23、的擬合效果較好,模型不存在自相關。但是持久收入的系數為負，與實際經濟意義不符。應刪除，得到新模型為：LNY 2=0.996LNX 6-0.082(1.0129)(0.0855)t=(76.974)(-0.959)2F=5925.044R =0.996因此， 農村居民消費水平實際上主要是受到暫時收入的影響。這是由于對于農民而言， 未來收入具有不確定性，且其收入水平較低，很難有多余的收入用于儲蓄。（3）總結回歸結果表明 :城鄉居民消費對暫時收入的敏感性較強, 暫時收入對城鎮居民消費的彈性系數為 0.921612 , 遠高于持久性收入對居民消費的彈性系數0.102494。持久收入與暫時收入相比,城鄉

24、居民的當期消費主要取決于暫時收入的變化.下面采用局部調整自適應模型對中國的國民收入回歸得出的結果可以進一步證明：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/22/04Time: 13:38Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.0259010.0030618.4601870.0000Y(-1)0.6078680.1606133

25、.7846650.0013Y(-2)-0.3147280.097042-3.2432050.0043C75.9344713.264775.7245240.0000R-squared0.999248Mean dependent var1513.522Adjusted R-squared0.999129S.D. dependent var1253.101S.E. of regression36.98219Akaike info criterion10.21552Sum squared resid25985.96Schwarz criterion10.41300Log likelihood-113.

26、4785F-statistic8413.207Durbin-Watson stat1.325993Prob(F-statistic)0.000000H 2.53538>h(0.05)=1.96, 存在自相關，修正Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/22/04Time: 13:42Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

27、LX10.6361150.0692799.1818850.0000LY(-1)0.3514160.1445542.4310340.0251LY(-2)-0.0696980.098038-0.7109280.4858C-1.4047310.178082-7.8881160.0000R-squared0.999029Mean dependent var6.923205Adjusted R-squared0.998875S.D. dependent var0.962760S.E. of regression0.032287Akaike info criterion-3.871540Sum squar

28、ed resid0.019806Schwarz criterion-3.674062Log likelihood48.52271F-statistic6514.231Durbin-Watson stat2.242579Prob(F-statistic)0.000000LNY t=0.636LNX t+0.351LNY t-1 -0.0697 LNY t-2-1.405(0.069)(0.0.145)(0.098)(0.178)t=(9.182)(2.431)(-0.711)(-7.888)R2 =0.999F=6514.231DW=2.243得 h=0.80712<h(0.05)=1.9

29、6, 所以不存在自相關。由上式可知，修正后的模型可決系數高，t檢驗和 F 檢驗顯著， 模型的擬合效果較好。由上回歸結果可得出， 居民消費水平不僅受到現期收入的影響，還受到過去消費水平的影響。四政策建議1 短期內國民收入很難實現較快的增長，如果我們要提高消費水平，可以調整收入分配政策，改善分配結構，以達到增加消費的目的。從城鎮居民消費水平的回歸模型：LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591農村居民消費水平的回歸模型： LNY2=0.996LNX6-0.082可以看出農村居民的消費傾向明顯大于城鎮居民的消費傾向， 如果能夠改變當前的農村和城鎮的收入分配結構，

30、農民手中的錢多了， 農民就會增大消費量，從而提高居民的整個消費水平。2 從長期來看，通過經濟增長，實現國民收入總體水平的提高。根據總體回歸模型：Y=0.037X-0.944X+52.204 可以看出， 國民收入每提高一個單位會使12得居民的消費水平提高0.037個單位，因此通過國民收入的增長帶動消費水平的提高。3 配合適當的政策，穩定物價。根據總體回歸模型： Y=0.037X 1-0.944X 2+52.204 可以看出，通貨膨脹率會影響到居民收入的實際購買力。 在國民收入水平既定的情況下， 降低通貨膨脹率可以提高居民的實際消費能力；如果國民收入水平提高， 而通貨膨脹率增長率高于國民收入水平的

31、增長率， 居民的實際消費能力還會下降。 因此要控制通貨膨脹率， 穩定物價， 對穩定和提高居民消費水平具有重要意義。4 增進社會福利，改善人們對未來的生存狀況預期，進而增加現期消費。采用政策改善社會收入分配結構，就可以增進社會福利，尤其是農村居民的福利，進而改變人們對未來生存狀況的預期， 就會使收入中用于防范未來不確定性的那部分減少， 從而提高用于現期消費的那部分。參考資料：高級宏觀經濟學戴維羅默上海財經大學出版社消費經濟學尹世杰高等教育出版社城鎮居民消費行為變異與我國經濟增長袁志剛宋錚我國農戶消費傾向偏低的原因劉建國（1999）附：單位根檢驗及數據對模型中運用到的數據進行單位根檢驗。1.居民總

32、消費水平經過對比取居民消費水平Y 的滯后 2 階建立檢驗式。 由檢驗式4b 得接受做 F 檢驗。得出 F=3.071<3.59,接受 H0，進一步做3 b 式檢驗得出t=0.8204,進入 4 式檢驗，得出F=2.016, 接受 H0：1 =0，進一步做5 b 式檢驗 , 得出H0 進入下一步，接受 H0： =0，t=1.41759,接受 H0， Yt 為隨機游走過程 .同理，可得出城鎮和農村居民消費水平都為隨機游走過程。2.國民收入經過對比取國民收入X1 的滯后 1 階建立檢驗式 .由檢驗式做 F 檢驗。得出F=5.705>3.55,拒絕 H0， x1 含時間趨勢。做=1.825

33、1 ，接受 H0, x1 為趨勢非平穩過程。4b 得接受 H0 進入下一步，3a 式檢驗 , 得出 t 的絕對值同理得出，城鎮居民國民收入為退勢平穩過程，農村居民國民收入趨勢非平穩過程。3通貨膨脹率經過對比取通貨膨脹率X2 的滯后 1 階建立檢驗式.由檢驗式4b 得接受 H0 進入下一步，做 F 檢驗。得出F=4.469>3.68 ，拒絕 H0，x2 為退勢平穩過程。4利率經過對比取利率的滯后 3 階建立檢驗式 . 由檢驗式 4b 得接受 H0 進入下一步， 做 F 檢驗。得出 F=2.304<19 接受 H0，進一步做 3 b 式檢驗得到 t 的絕對值 =1.186 接受 H0：

34、 =0，進入4 式檢驗。得出 F=0.802<4.74,接受 H：1= =0，進一步做5 b 式檢驗 , 得出 t 的絕對值0=0.7898 接受 H0， x3 為隨機游走過程。1檢驗式（ 4b）DFse()se( )yt = 1 + 2t + yt-1 + t= -1H0： =02檢驗式（ 4）FRSSRSS/ Jyt =1 + 2t + yt-1 + tRURSS / nkH ：=0U02J = 23ayt = 1 + 2t + yt-1 + ttH0：=0se3b1 +yt-1 + utDFse()yt =H： =004Fyt =1 +yt-1 + utRSSRSS/ JRUH0： 1=0RSS / nkUJ 25ayt = 1 + yt-1 + uttH0：=0se5byt-1 + utDFse()yt =H0：=0若拒絕 H0 ，Yt 為平穩過程。檢驗止。若接受 H0 ，進入下一步，做 F 檢驗。若拒絕 H0 ，意味著 2 0，Yt 含時間趨勢。繼續做 3a 式檢驗。若接受 H0 ，進一步做 3 b 式檢驗。若拒絕H0 ，Yt 為退勢平穩過程。檢驗止。若接受 H0 ，yt 為趨勢非平穩過程。檢驗止。若拒絕 H0 ，yt 為均值為 1 的平穩過程。檢驗止。若接受 H0 ： =0，進入下一步檢驗。若拒絕