【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 加量。假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為 C=C0 +cYd其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C00,0c，cYd為引致消費(fèi)。消費(fèi)支出等于自發(fā)消費(fèi)與引致消費(fèi)之和。杜森貝提出消費(fèi)并不取決于現(xiàn)期絕對(duì)收入水平，而是取決于相對(duì)收入水平，這里所指的相對(duì)收入水平有兩種：相對(duì)于其他人的收入水平，指消費(fèi)行為互相影響的，本人消費(fèi)要受他人收入水平影響，一般稱為“示范效應(yīng)”或“攀比效應(yīng)”。相對(duì)于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費(fèi)不一定馬上降低，一般稱為“習(xí)慣效應(yīng)”。莫迪利安尼提出消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財(cái)產(chǎn)收入，其消費(fèi)函數(shù)公式為：C＝a?WR＋b?YL，式中WR為財(cái)產(chǎn)收入，YL為勞動(dòng)收入，a、b分別為財(cái)產(chǎn)收入、勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。他根據(jù)這一原理分析出人一生勞動(dòng)收入和消費(fèi)關(guān)系：人在工作期間的每年收入YL，不能全部用于消費(fèi)，總有一部分要用于儲(chǔ)蓄，從參加工作起到退休止，儲(chǔ)蓄一直增長(zhǎng)，到工作期最后一年時(shí)總儲(chǔ)蓄達(dá)最大，從退休開始，儲(chǔ)蓄一直在減少，到生命結(jié)束時(shí)儲(chǔ)蓄為零。還分析出消費(fèi)和財(cái)產(chǎn)的關(guān)系：財(cái)產(chǎn)越多和取得財(cái)產(chǎn)的年齡越大，消費(fèi)水平越高。弗里德曼認(rèn)為居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對(duì)水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間里可以得到的收入。他認(rèn)為只有持久收入才能影響人們的消費(fèi)，消費(fèi)是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)，即：CL＝bYL ，表明持久收入YL 增加，持久消費(fèi)（長(zhǎng)期確定的有規(guī)律的消費(fèi)）CL 也增加，但消費(fèi)隨收入增加的幅度取決于邊際消費(fèi)傾向b，b值越大CL 增加越多，b值越小CL 增加越少。持久收入理論和生命周期理論相結(jié)合構(gòu)成現(xiàn)代消費(fèi)理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補(bǔ)充的。三、模型的設(shè)定1消費(fèi)的影響因素（1）農(nóng)村居民人均可支配年收入。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，收入是影響消費(fèi)的主要因素，如果收入為0時(shí)，居民的消費(fèi)支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會(huì)拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂(lè)。但是根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，真正對(duì)居民消費(fèi)水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個(gè)因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。（2）農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。對(duì)于價(jià)格需求彈性低的商品（生活必需品）來(lái)說(shuō)，商品價(jià)格的變動(dòng)基本上對(duì)商品的需求量沒有什么影響，而對(duì)于價(jià)格 需求彈性高的商品（奢侈品）來(lái)說(shuō)，物價(jià)的微小變動(dòng)會(huì)引起對(duì)消費(fèi)品需求的大幅度波動(dòng)，因此消費(fèi)品的價(jià)格水平對(duì)居 民的消費(fèi)水平也有一定的影響。文章利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（x1）來(lái)代表消費(fèi)品的價(jià)格水平,將其作為解釋變量。（3）農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)是衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個(gè)國(guó)家或家庭生活越貧困，居民儲(chǔ)蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲(chǔ)蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項(xiàng)也是需要被列為影響因素即為解釋變量。(4)其他因素 1)體制因素。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來(lái)越與其勞動(dòng)成果和市場(chǎng)不確定狀態(tài)結(jié)合起來(lái)。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項(xiàng)支出，另一方面，我國(guó)勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動(dòng)而消費(fèi)。如果在體制方面進(jìn)行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費(fèi)很難用數(shù)值來(lái)衡量，故歸為其他因素。 2)人口結(jié)構(gòu)因素。根據(jù)生命周期模型可得出，一國(guó)人口結(jié)構(gòu)年輕化，該國(guó)消費(fèi)將會(huì)減少，當(dāng)進(jìn)入老年化時(shí)，消費(fèi)比例將會(huì)增加，但是由于數(shù)據(jù)收集原因， 示。模型的設(shè)定Y： 農(nóng)村居民消費(fèi)水平X1：農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X2: 農(nóng)村居民人均可支配收入X3：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3++數(shù)據(jù)的收集本文收集了我國(guó)19912010年居民消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民消費(fèi)水平/元y農(nóng)村居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)%x1農(nóng)村居民人均可支配收入/元x2農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)%x31991602199268819938051994103819951313199616261997172219981730199917662000186020011969200220622003210320042319200525792006286820073293200837952009402120104455注：以上數(shù)據(jù)來(lái)源各年份中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，四、模型的估計(jì)與調(diào)整1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下報(bào)告形式： + + （）（）（） （）= （） （）（） () = DW= F= = p(f)=2）檢驗(yàn)多元回歸模型：擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：=，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。F檢驗(yàn)（回歸方程顯著性檢驗(yàn)）：F=，表明模型線性關(guān)系很顯著，或解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)x1和農(nóng)村居民人均可支配收入x2和農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)X3聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響。T檢驗(yàn)（解釋變量顯著性檢驗(yàn)）： ，表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)Y沒有顯著影響；，表明農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)Y有顯著影響。，表明家庭恩格爾系數(shù)對(duì)Y有沒有顯著影響。3）模型經(jīng)濟(jì)意義：假設(shè)其他解釋變量不變，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1%，；。假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村居民人均可支配收入每增長(zhǎng)1元。假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長(zhǎng)1%。計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)： 多重共線性檢驗(yàn)：由于選擇的影響因素過(guò)多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：cor y x1 x2 x3 通過(guò)計(jì)算表明，各解釋變量都與被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。1) 建立一元回歸模型根據(jù)理論分析，農(nóng)村居民可支配收入應(yīng)是農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明，農(nóng)村居民可支配收入與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型Ls y c x22） 建立二元回歸模型以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 3) 建立三元回歸模型Ls y c x2 x3 x1 將其余的變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）模型x1x2x3R2y=f(x2) ()y=f(x2,x1)()()y=f(x2,x3)()()y=f(x2,x3,x1)()()()經(jīng)過(guò)以上的逐步引入檢驗(yàn)過(guò)程，最終確定農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)為Y= + () () () T = () () ()R2= F= = = p(f)=統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：判定系數(shù)：R2= 接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。F檢驗(yàn)：F=, ,說(shuō)明各個(gè)解釋變量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著T檢驗(yàn)：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)的t值小于2 ，表明農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對(duì)值均大于2，表明其他各參數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）有顯著影響。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)： 1）自相關(guān)檢驗(yàn)：，查DW表，當(dāng)n=20 ,k=2時(shí)，得下限值dL== dU所以無(wú)法判斷是否存在自相關(guān)性。 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：從上圖中可以看出，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平函數(shù)不存在高階自相關(guān)性 作異方差的White檢驗(yàn)如下表所示。檢驗(yàn)知Obs*Rsquared=,表明不存在異從White 檢驗(yàn)知Obs*Rsquared=，,表明不存在異方差性。所以本文的最終模型估計(jì)結(jié)果為： Y= + () () () T = () () ()R2= F= = = p(f)=該模型表示，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元時(shí)。當(dāng)農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)上升1%。四 本文的結(jié)論與建議我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，農(nóng)民對(duì)收入函數(shù)和消費(fèi)函數(shù)不是很了解。既農(nóng)村文化素質(zhì)偏低,收入也偏低,由于人均可支配收入是消費(fèi)的主要因素,為了實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中國(guó)特色社會(huì)主義文化建設(shè),提高農(nóng)民消費(fèi)水平,(1)努力增加農(nóng)民的收入,收入是消費(fèi)的主要因素,這就需要加快農(nóng)業(yè)調(diào)整,加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展(2)加快新農(nóng)村的建設(shè),增加基礎(chǔ)設(shè)施(3)加強(qiáng)社會(huì)保障體系(4)減輕居民醫(yī)療等負(fù)擔(dān)(5),增加收入。影響安徽省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平主要因素分析【摘要】近幾年來(lái)，安徽省經(jīng)濟(jì)保持了快速發(fā)展勢(shì)頭，投資、出口、消費(fèi)形成了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三架馬車，本文在現(xiàn)代消費(fèi)理論的基礎(chǔ)上,結(jié)合安徽省今年來(lái)的實(shí)際情況, 分析建立計(jì)量模型，修改假設(shè)、增減變量,利用可靠數(shù)據(jù)做出了安徽省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)的計(jì)量模型,比較分析了人均可支配收入、商品零售價(jià)格指數(shù)和銀行一年期存款利率等變量對(duì)居民消費(fèi)的不同影響,文章最后給出了問(wèn)題的結(jié)論并且提出了相應(yīng)的政策建議?！娟P(guān)鍵詞】安徽 消費(fèi) 模型 影響因素 多重共線性 自相關(guān)性 異方差性 一、經(jīng)濟(jì)背景、模型理論及研究的意義消費(fèi)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的終點(diǎn),經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目的是為了滿足人們不斷增長(zhǎng)的消費(fèi)需求。國(guó)家一系列決策和尚待解決的問(wèn)題很大程度上都源于消費(fèi)。西方消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者們認(rèn)為，收入是影響消費(fèi)者消費(fèi)的主要因素，消費(fèi)是需求的函數(shù)。消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)有關(guān)收入與消費(fèi)的關(guān)系，即消費(fèi)函數(shù)理論有：（1）凱恩斯的絕對(duì)收入理論。他認(rèn)為消費(fèi)主要取決于消費(fèi)者的凈收入，邊際消費(fèi)傾向小于平均消費(fèi)傾向。他假定，人們的現(xiàn)期消費(fèi)，取決于他們現(xiàn)期收入的絕對(duì)量。（2）杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論。他認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣以及周圍消費(fèi)水準(zhǔn)來(lái)決定消費(fèi)，從而消費(fèi)是相對(duì)的決定的。當(dāng)期消費(fèi)主要決定于當(dāng)期收入和過(guò)去的消費(fèi)支出水平。（3）弗朗科?莫迪利安的生命周期的消費(fèi)理論。這種理論把人生分為三個(gè)階段：少年、壯年和老年；在少年與老年階段，消費(fèi)大于收入；在壯年階段，收入大于消費(fèi)，壯年階段多余的收入用于償還少年時(shí)期的債務(wù)或儲(chǔ)蓄起來(lái)用來(lái)防老。（4）弗里德曼的永久收入消費(fèi)理論。他認(rèn)為消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他的現(xiàn)期收入來(lái)決定，而是由他的永久收入來(lái)決定的。這些理論都強(qiáng)調(diào)了收入對(duì)消費(fèi)的影響。除此之外，還有其他一些因素也會(huì)對(duì)消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。（1）利率。傳統(tǒng)的看法認(rèn)為，提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，從而減少消費(fèi)。當(dāng)然現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家也有不同意見，他們認(rèn)為利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響要視其對(duì)儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)而定，具體問(wèn)題具體分析。（2）價(jià)格指數(shù)。價(jià)格的變動(dòng)可以使得實(shí)際收入發(fā)生變化，從而改變消費(fèi)。基于上述這些經(jīng)濟(jì)理論，我找到19952007年安徽省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、總?cè)丝跀?shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、全省商品零售價(jià)格指數(shù)以及銀行一年期存款利率的官方數(shù)據(jù)。想借此來(lái)分析中國(guó)消費(fèi)的影響因素以及它們具體是如何對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響的。針對(duì)這一模型，有以下兩個(gè)假定。一，自改革開放以來(lái)，我國(guó)人均消費(fèi)傾向呈現(xiàn)緩慢的遞減趨勢(shì)，即保持粘性。這一假定符合我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄——消費(fèi)心理，也與其他一些發(fā)展中國(guó)家的情況大體一致。二，由儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的替代關(guān)系，可以假定刺激儲(chǔ)蓄的因素，會(huì)制約消費(fèi)。我們知道提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，因而我把利率也引入模型的分析中。二、居民人均消費(fèi)水平主要因素的實(shí)證分析：(一)影響因素分析及選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平。由安徽省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和城鎮(zhèn)居民總?cè)丝跀?shù)計(jì)算所得。借此來(lái)代表城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出情況，這是將要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的被解釋變量。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由前面的理論，收入是決定消費(fèi)的主要因素。因此，這里用這一變量來(lái)代表人均收入。人均收入提高，人均消費(fèi)也會(huì)隨之增加。前一期的人均消費(fèi)水平。根據(jù)杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論，消費(fèi)者會(huì)受自己過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣來(lái)決定當(dāng)期消費(fèi)。因而把它引入模型中，它與當(dāng)期消費(fèi)應(yīng)該是正相關(guān)的。零售商品物價(jià)指數(shù)。借此來(lái)說(shuō)明價(jià)格變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響，價(jià)格水平越高，人們的購(gòu)買力普遍降低，為維持原來(lái)的消費(fèi)水平，消費(fèi)者的支出也會(huì)越多。它們應(yīng)該是正相關(guān)的關(guān)系。這里假定上一年為基期，第二年的價(jià)格指數(shù)是對(duì)以上一年數(shù)據(jù)為100的相對(duì)數(shù)。中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄利率。一般認(rèn)為，提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，減少消費(fèi)支出,因?yàn)槔仕皆礁?，消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本就越大，居民就會(huì)壓縮當(dāng)前消費(fèi)。因此，它們應(yīng)該是負(fù)相關(guān)的。利率提高時(shí)，人們認(rèn)為減少目前的消費(fèi)，增加將來(lái)消費(fèi)比較有利 ，從而增加儲(chǔ)蓄，這是利率對(duì)儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)；另一方面，利率提高時(shí)他將來(lái)的利息收入增加，會(huì)使他認(rèn)為自己比較富有，以致增加目前消費(fèi)，從而可能反而減少儲(chǔ)蓄，這是利率對(duì)儲(chǔ)蓄的收入效應(yīng)。利率對(duì)不同人群的影響也是不同的。由于中國(guó)人民銀行的一年期利率總是不定期地進(jìn)行調(diào)整，可能幾年調(diào)整一次，或者一年調(diào)整幾次，這給我的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析帶來(lái)了一定的困難。為達(dá)成統(tǒng)一，我每年各種年利率進(jìn)行加權(quán)后作為全年的利率。（二）數(shù)據(jù)的收集與整理根據(jù)以上分析，收集1995年至2007年的安徽省人均消費(fèi)支出(Y)，前一期人均消費(fèi)支出（），城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入()，安徽省零售商品價(jià)格指數(shù)（），中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄存款利率（）的數(shù)據(jù)表1 安徽省1993