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1、对中国人人均消费费影响因因素的实实证分析析一、理论论基础及及数据1. 研研究目的的本文在现现代消费费理论的的基础，分分析建立立计量模模型，通通过对11979920008 年全国国城镇居居民的人人均消费费支出做做时间序序列分析析和对22004420008年各各地区(31个个省市)城镇居居民的人人均消费费支出做做面板数数据分析析，比较较分析了了人均可可支配收收入、消消费者物物价指数数和银行行一年期期存款利利率等变变量对居居民消费费的不同同影响。2. 模模型理论论西方消费费经济学学者们认认为，收收入是影影响消费费者消费费的主要要因素，消消费是需需求的函函数。消消费经济济学有关关收入与与消费的的关系，
2、即即消费函函数理论论有：（11）凯恩恩斯的绝绝对收入入理论。他他认为消消费主要要取决于于消费者者的净收收入，边边际消费费倾向小小于平均均消费倾倾向。他他假定，人人们的现现期消费费，取决决于他们们现期收收入的绝绝对量。（22）杜森森贝利的的相对收收入消费费理论。他他认为消消费者会会受自己己过去的的消费习习惯以及及周围消消费水准准来决定定消费，从从而消费费是相对对的决定定的。当当期消费费主要决决定于当当期收入入和过去去的消费费支出水水平。（33）弗朗朗科莫迪利利安的生生命周期期的消费费理论。这这种理论论把人生生分为三三个阶段段：少年年、壮年年和老年年；在少少年与老老年阶段段，消费费大于收收入；在在
3、壮年阶阶段，收收入大于于消费，壮壮年阶段段多余的的收入用用于偿还还少年时时期的债债务或储储蓄起来来用来防防老。（44）弗里里德曼的的永久收收入消费费理论。他他认为消消费者的的消费支支出主要要不是由由他的现现期收入入来决定定，而是是由他的的永久收收入来决决定的。这这些理论论都强调调了收入入对消费费的影响响。除此此之外，还还有其他他一些因因素也会会对消费费行为产产生影响响。（11）利率率。传统统的看法法认为，提提高利率率会刺激激储蓄，从从而减少少消费。当当然现代代经济学学家也有有不同意意见，他他们认为为利率对对储蓄的的影响要要视其对对储蓄的的替代效效应和收收入效应应而定，具具体问题题具体分分析。（
4、22）价格格指数。价价格的变变动可以以使得实实际收入入发生变变化，从从而改变变消费。基于上述述这些经经济理论论，我找找到中国国19779-220088年全国国城镇居居民人均均消费以以及城镇镇居民人人均可支支配收入入、城镇镇居民消消费者物物价指数数和2000420008年各各地区城城镇居民民人均消消费以及及城镇居居民人均均可支配配收入、城城镇居民民消费者者物价指指数、以以及银行行一年期期存款利利率的官官方数据据。想借借此来分分析中国国消费的的影响因因素以及及它们具具体是如如何对消消费产生生影响的的。针对对这一模模型，有有以下两两个假定定。一，自自改革开开放以来来，我国国人均消消费倾向向呈现缓缓慢
5、的递递减趋势势，即保保持粘性性。这一一假定符符合我国国居民的的储蓄消费费心理，也也与其他他一些发发展中国国家的情情况大体体一致。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。以下对我我所找的的数据作作一一说说明:1、城镇镇居民人人均消费费水平。借借此来代代表城镇镇居民的的消费支支出情况况，这是是将要建建立计量量经济学学模型的的被解释释变量。由由下图可可以看到到消费是是逐年增增加的，与与此同时时，人均均可支配配收入也也是逐年年增加，隐隐含着两两者可能能有很高高的线性性相关性性这层意意思。2、城镇镇居民人人均可支支配收入
6、入。由前前面的理理论，收收入是决决定消费费的主要要因素。因因此，这这里用这这一变量量来代表表人均收收入。人人均收入入提高，人人均消费费也会随随之增加加。3、前一一期的人人均消费费水平。根根据杜森森贝利的的相对收收入消费费理论，消消费者会会受自己己过去的的消费习习惯来决决定当期期消费。因因而把它它引入模模型中，它它与当期期消费应应该是正正相关的的。4、城镇镇居民消消费者物物价指数数。借此此来说明明价格变变动对消消费的影影响，价价格水平平越高，人人们的购购买力普普遍降低低，为维维持原来来的消费费水平，消消费者的的支出也也会越多多。它们们应该是是正相关关的关系系。这里里假定上上一年为为基期，第第二年
7、的的价格指指数是对对以上一一年数据据为1000的相相对数。5、中国国人民银银行一年年期储蓄蓄利率。一一般认为为，提高高利率会会刺激储储蓄，减减少消费费支出,因为利利率水平平越高，消消费的机机会成本本就越大大，居民民就会压压缩当前前消费。因因此，它它们应该该是负相相关的。利率提高时，人们认为减少目前的消费，增加将来消费比较有利 ，从而增加储蓄，这是利率对储蓄的替代效应；另一方面，利率提高时他将来的利息收入增加，会使他认为自己比较富有，以致增加目前消费，从而可能反而减少储蓄，这是利率对储蓄的收入效应。利率对不同人群的影响也是不同的。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
8、，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，我每年各种年利率进行加权后作为全年的利率。3. 原原始数据据二、多元元线性回回归及其其相关检检验1. OOLS回回归结果果：本案例以以人均消消费性支支出为被被解释变变量，以以cpii，i，s，r为解释释变量，通通过相关关检验确确定影响响人均消消费性支支出的因因素。最小二乘乘回归结结果如下下2、异方方差检验验通过散点点图观察察，pccce与与各变量量的散点点图如下下Pccee与cpiiPccee和iPccee和sPccee和rWhitte检验验异方差的的修正，权权重取残残差绝对对值的倒倒数3、序列列相关性性检验通过观察察自相
9、关关图，DDW值和和拉格朗朗日乘数数检验来来判断相相关性，残残差e与其滞滞后一阶阶的自相相关图如如下由图形判判断可能能存在正正相关由DW值值=0.98337判断断存在正正相关拉格朗日日乘数检检验结果果如下运用差分分法做修修正，做做一阶差差分，回回归结果果如下，4、多重重共线性性检验各解释变变量间的的相关系系数如下下由相关系系数看，s与i存在高度相关，即存在多重贡献性直接剔除除相关系系数高的的变量，观观察多重重共线性性的情况况剔除s，结结果如下下剔除i，加加入s，结果果如下比较两者者，选择择剔除s，保留留i，效果果更好此时相关关系数如如下三、虚拟拟变量分分析19799年-20008年年我国城城镇
10、居民民人均消消费性支支出时间间序列图图如下：从图中大大致可以以看出，该该折线变变化的斜斜率在220000年左右右发生了了比较大大的变化化，后一一段的斜斜率更大大。我们们知道中中国在220011年加入入世界贸贸易组织织（简称称WTOO），这这标志着着中国的的开放程程度增大大，中国国与外国国的贸易易往来更更为自由由，本文文试检验验改革开开放前后后中国城城镇居民民人均消消费这个个时间序序列的斜斜率是否否发生变变化。定定义虚拟拟变量为为WTOO如下： 00，（19979-20001）WTO= 11，（20002-20008）以时间tt为解释释变量，城城镇居民民人均消消费用YY表示，则则数据列列表如下下
11、：中国城镇镇居民人人均消费费性支出出数据（1979-2008）（单位：元人民民币）设模型如如下：Yi=0+1t+2WTOOi+3（t WTOOi）+uui用Eviiewss进行估估计，则则输出结结果如下下所示：所以，估估计结果果为：Y= -7333.72205+ 2331.337522t-1112227.777WTTO+5512.57770t*WTOO (-3.22) (一三.4) (-4.4) (5.22)在t值要要求不高高的情况况下，可可以认为为在加入入WTOO前后斜斜率的变变化是显显著的，即即 -7733.72005+ 2311.37752tt （WTOO=0, 119799-20001
12、）Y= -1119661.449055+7443.995222t 1，（WTTO=11, 20002-220088）四、时间间序列分分析 1、检检验19979-20008年我我国城镇镇居民人人均消费费性支出出时间序序列的平平稳性（1）时时间序列列图我国城镇镇居民人人均消费费性支出出时间序序列图如如下：上图是119799年20008年年30年间间我国表表示城镇镇居民人人均消费费性支出出（用YY表示）序序列的折折线图，纵纵坐标单单位是元元。从图图中可以以看出，序序列图表表现出了了持续上上升的趋趋势，即即在不同同时间段段上，其其均值是是不同的的，因此此可以初初步判断断该序列列是不平平稳的。（2）时时
13、间序列列自（偏偏自）相相关分析析图由自相关关-偏自相相关分析析图可见见，样子子自相关关系数是是缓慢减减小的，表表现为拖拖尾性；而偏自自相关系系数在kk1之后明明显落在在置信区区间内部部，可以以认为序序列的偏偏自相关关函数具具有截尾尾性。这这也证明明了该序序列的非非平稳性性。（3）单单位根检检验由于用序序列的自自相关分分析图判判断时间间序列的的平稳性性这种方方法比较较粗略，因因而接下下来采用用比较正正式的DDF与ADFF检验方方法。由由于在序序列图中中可以看看出，YY时间序序列存在在明显的的上升趋趋势，因因而选择择同时包包含常数数项和趋趋势项的的检验，当当ADFF检验方方程式中中滞后期期p选择0
14、时，其其检验结结果如下下所示：可以看出出，t统计量量为2.49，比比显著性性水平为为10%的临界界值都大大，所以以不能拒拒绝原假假设，序序列存在在单位根根。但是是，要知知道该检检验的效效力，我我们结合合输出窗窗口下半半部分的的辅助方方程式的的估计和和检验结结果进行行分析。DF检验验的辅助助方程估估计与检检验结果果这里的AAIC和和SC的数数值都太太大，说说明对序序列采用用DF检验验并不合合适。经经过试验验，得到到在有效效范围内内，当滞滞后期pp的值取取12时，AIIC和SC值达达最小，此此时有AADF检检验结果果如下。此时，tt统计量量的值为为-0.49，大大于显著著性水平平为100%的临临界
15、值，结结果与上上述检验验结果相相一致，即即该时间间序列是是非平稳稳的。但但是，此此时，tt统计量量的值已已经发生生了明显显的变化化。2、模型型的识别别、估计计与检验验（1）一一阶差分分对序列YY（我国国城镇居居民人均均消费性性支出）进进行一阶阶差分得得到Dyy，则Dyy的自相相关（偏偏自相关关）分析析图如下下所示。由上图可可以看出出，Dyy时间序序列的自自相关函函数在kk=1，2时有峰峰值然后后按指数数衰减，偏偏自相关关函数在在k=11时有峰峰值然后后呈指数数或者正正弦衰减减，所以以初步认认为Dyy是一个个ARMMA(11,1)或ARMMA(11,2)过程。ARMAA(1,1)模模型参数数估计与与检验结结果ARMAA(1,2)模模型参数数估计与与检验结结果有上述两两个表可可知，无无论是AARMAA(1,2)还还是ARRMA(1,11)模型型，尽管管拟合优优度相对对较高，但但是AIIC和SC值都都比较大大，而且且不是所所有的倒倒
