1、居民最終消費的影響因素分析摘要：近幾年來,中國經濟保持了快速發展勢頭,投資、出口、消費形成了拉動經濟發展的“三架馬車”,這已為各界所取得共識。通過建立計量模型,運用計量分析方法對影響城鎮居民消費支出的各因素進行相關分析,找出其中關鍵影響因素,以為本地政策制定者提供一定參考,最終促使消費需求這架“馬車”能成為引領中國經濟健康、快速、持續發展的基石。關鍵字：消費支出，居民儲蓄，人均可支配收入，恩格爾系數一. 問題的提出改革開放前,中國上至中央,下至各級政府,由于人才的匱乏,資金的短缺,觀念的保守,我們對各種經濟的決策大都是依據歷史的數據,憑借個人經驗作出決策,無法切中要害,導致最后的指導行動的措施

2、對經濟、社會發展的推動作用成效不大,延誤了國家發展機遇。改革開放以來,隨著國家經濟實力的增強,隨著教育事業的跨越發展,國家對不同階段、不同領域、不同地域的經濟社會發展大量采用科學、定量、求實的預測、指導方法,摒棄太多的人為影響,所作出的決策越來越切合實際,而效果亦愈來愈好;而這其中,計量分析方法功不可沒。所以國家制定并實施了一系列相關財政及貨幣政策來刺激消費，增加居民投資的作用，但是居民存款額依然居高不下，居民消費雖有增長卻不能支撐整個國民經濟的發展。不管從宏觀還是微觀來分析，我國居民最終消費支出都直接影響到我國的國民經濟運行及整個經濟的發展，所以對我國居民最終消費支出的問題進行研究是必不可少

3、的，而且十分重要。我們可以運用研究的結果來分析現狀并制定正確的應對方針。最后得到的收益不僅僅是最終的最佳模型以及結論，還有通過建模自身感觸到的：任何一個結論的得出都需要實際操作與理論的結合、嚴謹的思考。二變量的選擇分析通過研究以前學者對影響因素的選取并且根據西方經濟學理論，我認為居民的最終消費支出主要受居民儲蓄，可支配收入、工資水平、消費者支出、恩格爾系數、通貨膨脹率、收入分配、居民貧富情況的影響。居民儲蓄是影響居民最終消費的直接因素，居民儲蓄越多，最終消費就越少，儲蓄越少，最終消費支出就越多；居民可支配收入是決定儲蓄水平的一個因子，居民可支配收入增加，直接性的居民儲蓄會隨之上升，當可支配收入

4、增加的同時就是增加自己的銀行儲蓄為以后的購房、養老、醫療保健做準備，這對居民的消費支出有很大的影響。所以可支配收入這一因素必須選取為模型的解釋變量。物價水平對消費者的消費傾向會有影響，即影響到居民的消費支出，當居民的收入不變時，若物價上漲，則消費支出增加；反之，居民收入不變，若物價下跌，則消費支出減少。對于物價水平，我們選擇價格指數來反映即，居民消費價格指數。在西方經濟學中，凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低，消費率越高。所以把收入分配這一項也選入作為解釋變量，在經濟學中有一個概念基尼系數定量測定收入分配差異程度，國際上用來綜合考察居民內部

5、收入分配差異狀況的一個重要分析指標，0.2到0.4之間都定義為分配合理，0.4作為收入分配差距的警戒線，超過的話表示收入分配差距較大，基尼系數越大表示收入分配差距越大，但是由于基尼系數的數據無法完整的找到，所以只好放棄。恩格爾系數是衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，家庭消費支出占總支出的比例越大，恩格爾系數就越大；反之，生活越富裕，最終消費支出占總支出的比例越小，恩格爾系數就越小。這一項也是需要被列為影響因素的，而隨著第三產業的發展，旅游業成為發展最快的新型產業，對家庭消費支出來說占的比重越來越大，作用越來越明顯，在作居民消費支出的計量分析時，也是要考慮的一個因素

6、。 于是最終確定了以居民最終消費支出為被解釋變量，以城鎮居民儲蓄，居民可支配收入、居民消費價格指數、人均旅游花費為解釋變量的計量經濟模型。三變量的設定和數據收集將居民最終消費支出設為被解釋變量Y；X1代表城居民儲蓄 X2代表人均可支配收入 X3代表居民消費價格指數 X4代表人均旅游花費隨即擾動項，代表其他所有的影響因素數據收集 年份居民儲蓄人均可支配收入居民消費價格指數人均旅游花費居民最終消費支出19907119.61510.2103.1156.79450.919919244.91700.6103.4163.210730.6199211757.32026.6106.4164.113000.11

7、99315203.52577.4114.7178.516412.1199421518.83496.2124.1195.321844.2199529662.34283117.1218.728369.7199638520.844838.9108.3256.233955.9199746279.85160.3102.8328.136921.5199853407.475425.199.234539229.3199959621.85854.0298.639441920.4200064332.46280100.4426.645854.6200173762.46859.6100.7449.549213.220

8、0286910.657702.899.2441.852571.32003103617.658472.2101.2395.756834.42004119555.49421.6103.9427.563833.5200514105110493101.8436.171217.52006161587.311759.5101.5446.980476.92007172534.1913785.8104.8482.693602.92008217885.415780.76105.9511108392.2四模型建立4 建立模型 基于以上數據，建立模型 Y= 是隨機誤差項由于經濟中許多變量之間都有隱藏的表面看不到的相

9、關性，經濟中許多方面有些微妙的聯系，就如人們對某一產品的需求量會受到該產品價格，替代品價格，居民收入水平等因素影響又不能全部列入模型，就用隨即擾動項表示。五 參數估計Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/27/09 Time: 14:36Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6192.7706733.2720.9197270.3733X1-0.0633770.044432-1.4264000.

10、1757X27.5243160.7803169.6426530.0000X3-87.7825060.20324-1.4581030.1669X49.8994576.7688351.4625050.1657R-squared0.999078 Mean dependent var45991.12Adjusted R-squared0.998815 S.D. dependent var28088.00S.E. of regression966.9904 Akaike info criterion16.80719Sum squared resid13090987 Schwarz criterion17

11、.05572Log likelihood-154.6683 F-statistic3793.231Durbin-Watson stat1.335732 Prob(F-statistic)0.000000模型估計結果： T=（0.92）（-1.43）（9.64） (-1.46) (1.462) R2=0.999 R2=0.9988 F=3793.23 df=14經濟意義：從回歸結果看，在保持其他變量不變的條件下，居民儲蓄每增加一個單位，居民消費支出將減少.06歌單位；在保持其他條件不變的條件下，居民可支配收入每增加一個單位，居民消費支出將增加7.52個單位；在其他條件不變的條件下，價格指數沒增加

12、一個單位，居民最終消費支出將減少87.78個單位；在保持其他條件不變的額條件下，人均旅游花費沒變動一個單位，消費支出就同向變動8.889個單位。統計檢驗：擬合優度：由=0.999可知，方程的擬合程度很好F檢驗：在顯著水平為0.05上，在F分布表上查自由度為k-1=4,n-k=14的臨界值F（4，14）=5.87，很明顯F=3793.23大于5.87，所以所有變量聯合起來對模型由顯著影響。 T檢驗：再顯著條件為0.05的情況下,查自由度為14的t分布表此時，t（14）=2.15，可見，x1，x3, x4的t檢驗不顯著，說明可能存在多重共線性問題五. 計量經濟學檢驗（一） 多重共線性1.檢驗 由上

13、面：F值很高，但T檢驗不顯著，已經表明存在嚴重的多重共線性問題。從相關系數矩陣也可以看到：X110.9939-0.32180.8660.99088X20.99391-0.29630.8860.99873X3-0.3218-0.29631-0.5545-0.3241X40.86610.8861-0.554510.9026Y0.990880.9987-0.32410.902612.修正的多重共線性采用逐步回歸的辦法，去解決多重共線性問題分別對Y, X1 X2 X3 X4,做一元回歸，結果如下：變量參數估計0.4496.878-1352.247203.867T統計量30.3281.82-1.420.

14、6460.98180.99750.10500.815080.99730.05240.804其中以2的方程最大，則以2為基礎，順次加入其它變量逐步回歸，結果如表所示：加入新變量的回歸結果：2，x1-0.066（-1.34）7.871(10.56)0.9974392，36.8146（92.72）-128.85(-2.89)0.9981302，4 6.3377(51.98)18.51(4.598)0.998773經過比較，新加入的4的方程0.998773，改進最大，而且各參數檢驗顯著，在加入其它變量逐步回歸，結果如表所示：X2，x4，x1-0.023（-0.64）-6.75(11.44)17.72（

15、4.14）0.998726X2，x4，x36.43（44.48）-34.41（-0.706）15.97（2.94）0.998733在x2,x4的基礎上加入1，以后，雖然修正過的可決系數略有改進,但是t檢驗依然不能通過，所以應該舍棄x1，x3，只留下x2,x4作為解釋變量。最后修正嚴重多重共線性影響的回歸結果為：這說明，在其他因素不變的條件下,居民可支配收入每增加一個單位,居民最終消費支出將會增加6.38個單位, 其他因素不變的田間下,人均了旅游花費每增加一個單位,居民最終消費支出將會增加18.51個單位,。(二) 自相關1.自相關的檢驗對多重共線性修正后的結果在進行一次普通最小二乘法的估計，的

16、模型數據結果如下： （-3.94） （51.96） （4.598） R2=0.998909 F=7325.57 DW=0.85該方程可絕系數較高，回歸系數均顯著。樣本容量是19，k=2,兩個解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW統計表的D=1.072,Du=1.536，模型中Dw ,所以應該存在正自相關，也可以從殘差圖中得到此結論。從圖中可以看出，是幾年正的后跟幾年負的，所以是正相關，如果是一年正，一年負，則應該是負相關。所以此圖表現應該是正相關。2.自相關的修正對殘差做回歸分析，先明明e的殘差序列，在通過程序得到殘差數列e，對e做滯后一期的回歸，得方程： e = 0.583 e由上式可知：，

17、對模型進行廣義差分，得到廣義差分方程： Y- 0.583Y = 因為是小樣本，所以最好將丟失的第一個數據補充進去，用普萊斯-溫思騰變換補充，使xx1=x1，同理求出xx2和yy的值。對廣義差分方程進行回歸，得結果如下：Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 12/27/09 Time: 16:51Sample: 1990 2008Included observations: 19VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C438.9419622.34230.7053060.4908XX1

18、0.0265980.0100662.6790.5068XX26.4295060.60967810.545750.0000R-squared0.995460 Mean dependent var22212.41Adjusted R-squared0.994893 S.D. dependent var13687.07S.E. of regression978.1317 Akaike info criterion16.75310Sum squared resid15307866 Schwarz criterion16.90223Log likelihood-156.1545 F-statistic1

19、754.256Durbin-Watson stat1.1742 Prob(F-statistic)0.000000 YY = 438.9419+0.027xx1+6.43xx2 SE = 622.34 0.01007 0.610 T =0.705 2.679 10.55=0.995 F=1754.26 df=16 DW=1.742經檢驗，應經不存在自相關，所以此數據可以使用。由差分方程得，=1160.53所以我們得到的最終模型為： Y=1160.53+0.027X+6.43X2由模型可知，在其他條件保持不變的條件下，居民人均可支配收入增加1元，居民最終消費支出將增加0.027元，在其他田間不變的條件下，人均旅游花費將增加1元，居民最終消費支出將增加6.43元。六. 結論 根據多元線性回歸的基本方法，通過對初始線性回歸模型的驗證和分析， 最后得到的線性回歸模型在理論上符合實際，其結果也與前面分析的基本一致。在實際應用中，居民最終消費支出方面有很多，本文只是分析了幾個典型的因素，如居民儲蓄，居民可支配收入，恩格爾系數，旅游花費等， 通過線性回歸模型也可以較為準確的判斷今后的