对我国人均消费影响因素的实证

对中国人均消费影响因素的实证分析一、理论基础及数据1.研究目的本文在现代消费理论的基础，分析建立计量模型，通过对1979——2023年全国城镇居民的人均消费支出做时间序列分析和对2004—2023年各地区(31个省市)城镇居民的人均消费支出做面板数据分析，比较分析了人均可支配收入、消费者物价指数和银行一年期存款利率等变量对居民消费的不同影响。2.模型理论西方消费经济学者们认为，收入是影响消费者消费的主要因素，消费是需求的函数。消费经济学有关收入与消费的关系，即消费函数理论有：（1）凯恩斯的绝对收入理论。他认为消费主要取决于消费者的净收入，边际消费倾向小于平均消费倾向。他假定，人们的现期消费，取决于他们现期收入的绝对量。（2）杜森贝利的相对收入消费理论。他认为消费者会受自己过去的消费习惯以及周围消费水准来决定消费，从而消费是相对的决定的。当期消费主要决定于当期收入和过去的消费支出水平。（3）弗朗科•莫迪利安的生命周期的消费理论。这种理论把人生分为三个阶段：少年、壮年和老年；在少年与老年阶段，消费大于收入；在壮年阶段，收入大于消费，壮年阶段多余的收入用于偿还少年时期的债务或储蓄起来用来防老。（4）弗里德曼的永久收入消费理论。他认为消费者的消费支出主要不是由他的现期收入来决定，而是由他的永久收入来决定的。这些理论都强调了收入对消费的影响。除此之外，还有其他一些因素也会对消费行为产生影响。（1）利率。传统的看法认为，提高利率会刺激储蓄，从而减少消费。当然现代经济学家也有不同意见，他们认为利率对储蓄的影响要视其对储蓄的替代效应和收入效应而定，具体问题具体分析。（2）价格指数。价格的变动可以使得实际收入发生变化，从而改变消费。基于上述这些经济理论，我找到中国1979-2023年全国城镇居民人均消费以及城镇居民人均可支配收入、城镇居民消费者物价指数和2004—2023年各地区城镇居民人均消费以及城镇居民人均可支配收入、城镇居民消费者物价指数、以及银行一年期存款利率的官方数据。想借此来分析中国消费的影响因素以及它们具体是如何对消费产生影响的。针对这一模型，有以下两个假定。一，自改革开放以来，我国人均消费倾向呈现缓慢的递减趋势，即保持粘性。这一假定符合我国居民的储蓄——消费心理，也与其他一些发展中国家的情况大体一致。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。以下对我所找的数据作一一说明:1、城镇居民人均消费水平。借此来代表城镇居民的消费支出情况，这是将要建立计量经济学模型的被解释变量。由下图可以看到消费是逐年增加的，与此同时，人均可支配收入也是逐年增加，隐含着两者可能有很高的线性相关性这层意思。2、城镇居民人均可支配收入。由前面的理论，收入是决定消费的主要因素。因此，这里用这一变量来代表人均收入。人均收入提高，人均消费也会随之增加。3、前一期的人均消费水平。根据杜森贝利的相对收入消费理论，消费者会受自己过去的消费习惯来决定当期消费。因而把它引入模型中，它与当期消费应该是正相关的。4、城镇居民消费者物价指数。借此来说明价格变动对消费的影响，价格水平越高，人们的购买力普遍降低，为维持原来的消费水平，消费者的支出也会越多。它们应该是正相关的关系。这里假定上一年为基期，第二年的价格指数是对以上一年数据为100的相对数。5、中国人民银行一年期储蓄利率。一般认为，提高利率会刺激储蓄，减少消费支出,因为利率水平越高，消费的机会成本就越大，居民就会压缩当前消费。因此，它们应该是负相关的。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，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.原始数据多二、殖多元甘线性葬回归宿及其盐相关想检验收1.固O域LS叙回归浑结果养：埋本案篮例以燃人均舒消费狐性支亚出为卡被块解释任变量糊，以爱cp串i亡，戒i涌，促s川，疗r木为解伯释变墓量，徒通过捏相关呼检验栋确定逝影响职人均匀消费生性支哗出的太因素轮。加最小返二乘甜回归与结果而如下成2粘、异把方差效检验絮通过手散点弯图观粮察，绿pc锐ce遭与各权变量霸的散侵点图钟如下办Pc停ce增与欧cp眨i给Pc器ce榆和拍i较Pc往ce衰和关s纹Pc乱ce悉和乌r终Wh墓it意e广检验帜异方谷差的妖修正牙，权潜重取扬残差续绝对照值的战倒数务3机、序熊列相妨关性竿检验毙通过汤观察省自相下关图学，齐DW倡值和键拉格茶朗日险乘数设检验帅来判炎断相巩关性摄，残震差齐e吩与其联滞后紫一阶寿的自蹦相关户图如硬下基由图收形判晚断可怠能存忧在正仪相关闯由田DW汁值销=0坦.9奸83熄7樱判断牵存在春正相抬关醉拉格耗朗日士乘数缠检验颗结果怀如下府运用雷差分拢法做印修正梨，做琴一阶培差分租，回摧归结笨果如奶下，燃4穿、多抢重共鬼线性孕检验贤各解秃释变共量间漫的相据关系阁数如佛下卡由相汪关系鞭数看垫，松s前与顾i床存在垦高度犁相关材，即句存在哀多重北贡献在性驱直接效剔除楼相关晌系数萌高的蜡变量若，观倘察多搬重共惨线性展的情部况馋剔除般s玩，结肤果如涨下金剔除咱i课，加众入洋s敬，结岸果如搞下江比较已两者罩，选宇择剔梅除陡s搁，保血留速i喉，效辱果更提好违此时天相关座系数肠如下原三、材虚拟暮变量肺分析兰19寺79粗年骗--冒--岔20下08哄年我恨国城逃镇居胳民人配均消独费性溜支出冷时间解序列腿图如泄下：胶从图策中大票致可扭以看恨出纳，该荡折线充变化肢的斜启率在斯20碰00品年左尺右发织生了隐比较音大的弟变化犯，后街一段屈的斜会率更嫌大。植我们定知道紧中国仅在餐20俭01彼年加捞入世均界贸周易组熔织（快简称和WT影O砖），激这标股志着刷中国掌的开盾放程此度增蚁大，闲中国丘与外冶国的惑贸易喇往来榨更为么自由泪，本烦文试宇检验裳改革并开放涂前后接中国帝城镇桶居民跪人均器消费愈这个奏时间钉序列回的斜振率是丧否发均生变娇化。持定义词虚拟很变量背为租WT丘O仪如下帮：李梯碎矩0还，（等19诊79浓--拾--兴20何01吼）快WT唤O=秆柜痕疤拔警1卵，（拴20施02柄-杏--漆-2阳00赛8桶）风以时允间归t三为解糠释变傍量，俱城镇威居民戴人均窝消费碧用绘Y杂表示洲，则乎数据央列表农如下巴：磨中国窃城镇爷居民渠人均章消费量性支郊出数跨据（信19闲79裤-2习00缓8稀）秤（单娱位：细元人律民币穷）收设模遗型如毕下：向Yi腔=的β邪0抓+档β碧1贡t+移β剥2逃WT熊O批i贩+施β残3怪（t拣W鹿TO踏i搬）+所u仍i锄用称Ev呜ie需ws殃进行拉估计垒，则玩输出幸结果响如下城所示恳：怠所以款，估拌计结蹈果为疾：满Y=阵-叠73饥3.鞭72帐05将+米23抄1.孝37御52宽t-蜻11尤22款7.贡77裂WT健O+盼51鸭2.踏57爬70址t*抬WT壁O赏唇嚷(型-3绕.2雨)养睁(勺一三富.4梨)惠氧公(伟-4害.4集)档芳北楼腿(5菊.2灾)待在住t坛值闭要求螺不高铲的情蛋况下莫，可叠以认请为在咽加入女WT建O锦前后班斜率狠的变剩化是喉显著届的，哥即参膏风妙原-7途33条.7丛20妙5+裁2陕31浩.3言75冬2t立补（咸WT准O=珠0,换沃19助79娘--省--驾20铅01搁）Y=克兆群注给-1队19哗61骂.4销90乖5+马74舍3.搬95妨22库t邻1匠，（苗WT攀O=磨1,丰叹20康02芽--欣--果20稀08趟）详四、圾时间子序列团分析技1插、检毅验答19水79脊-2令00悦8词年我帅国城弓镇居绕民人杨均消体费性抚支出斑时间卧序列筑的平清稳性耐（增1共）时域间序弟列图饰我国嘉城镇输居民箭人均盟消费搞性素支出拍时间潜序列掌图如惯下：芳上图炸是书19础79联年朵—2屯00乒8促年逐30扰年间茶我国孙表示坡城镇齿居民序人均扁消费杯性支鄙出（俗用仗Y场表示孤）序路列的莫折线园图，羊纵坐殖标单枝位是红元。优从图攀中可境以看快出，宜序列广图表照现出概了持笋续上着升的愧趋势铺，即佩在不位同时尚间段雾上，煮其均殃值是闸不同关的，炊因此雅可以锐初步棕判断托该序羞列是宫不平漂稳的枯。沉（前2闲）时乘间序缎列自奸（偏狼自）筛相关鄙分析曾图正由自互相关泽-族偏自轨相关碗分析皆图可狂见，段样子妖自相萍关系政数是串缓慢谜减小庸的，仰表现谅为拖爪尾性粘；而细偏自欧相关匙系数巴在拿k兵﹥慈1煎之后筒明显繁落在战置信夕区间随内部亦，可眼以认班为序棋列的要偏自乎相关仗函数宴具有轿截尾押性。这这也碍证明述了该笼序列吩的非慌平稳胃性。丑（龟3搏）单剥位根科检验春由于筑用序犹列的中自相券关分考析图漏判断葵时间俩序列漂的平顾稳性誓这种现方法桥比较另粗略泰，因殖而接瘦下来手采用秀比较霜正式边的奉DF瓜与趟AD附F君检验酿方法修。由糕于在壁序列数图中筒可以右看出禁，造Y搁时间毁序列续存在肆明显脊的上支升趋走势，疫因而隆选择历同时垄包含笛常数颠项和野趋势末项的竟检验柄，当鹅AD凶F词检验弦方程父式中弊滞后仰期醒p热选择锈0崇时，柏其检肾验结察果如容下所迟示：绑可以粒看出府，凑t膊统计粪量为卵2.舟49互，比畅显著野性水产平为界10伶%么的临验界值俗都大循，所截以不滩能拒冰绝原凝假设第，序炭列存介在单改位根滨。但弹是，状要知姜道该形检验册的效蛮力，策我们所结合什输出饥窗口巡下半读部分电的辅化助方诚程式方的估进计和由检验窑结果绕进行瓣分析醒。瓜DF攻检验伍的辅没助方未程估熔计与哲检验鸡结果铲这里蹄的木AI叫C家和夸SC算的数蝶值都感太大让，说是明对均序列杀采用晶DF疤检验技并不敢合适蹄。经择过试零验，该得到镜在有失效范纽围内使，当丙滞后哈期司p秒的值缘取忽12料时，析AI动C犬和录SC啦值达谢最小爷，此轨时有坚AD龙F怎检验党结果略如下估。团此时幻，盼t宗统计突量的始值为闸-0塑.4糕9位，大召于显泛著性沃水平沸为轰10关%派的临鞠界值判，结名果与矛上述橡检验杜结果滚相一重致，生即该尽时间鹅序列供是非涂平稳饼的。狮但是店，此简时，开t麻统计公量的喷值已扯经发祖生了鼻明显薪的变项化。拉2姥、模陈型的叔识别致、估北计与茄检验骂（右1洁）一嚷阶差耍分克对序桨列据Y外（我椒国城链镇居兆民人驾均消归费性扁支出搭）进泻行一映阶差陵分得别到剂Dy训，则晒Dy牺的自肺相关榆（偏伶自相严关）低分析窑图如摆下所钟示。洋由上钥图可机以看勿出，岔Dy适时间御序列蜘的自杠相关晒函数绵在织k=次1览，国2肯时有纲峰值读然后凯按指极数衰巨减，顾偏自损相关流函数可在捷k=纺1旁时有茶峰值荒然后爽呈指蔑数或旦者正脑弦衰处减，奸所以潮初步廊认为济Dy预是一铅个竹AR奉MA舟(1益,1仇)种或棋AR片MA屠(1沉,2撕)开过程胳。鞭AR燕MA程(1览,1郊)阻模型滋参数呀估计讨与检费验结晒果茧AR翁MA裙(1倚,2弦)龄模型驴参数侨估计扩与检偶验结套果烟有上哲述两联个表笔可知曲，无醉论是塞AR吃MA嫁(1羞,2独)舰还是盲AR交MA垫(1蛙,1狠)小模型搜，尽歪管拟物合优三度相嘱对较凶高，哄但是视AI兵C掉和细SC丑值都另比较类大，开而且治不是街所有释的倒总数根坑都在包单位年圆内料，宵所以食Dy耐过程聪不平盲稳。樱（茶2斗）二菊阶差菊分葡首先闷对二岂阶差城分进弓行自剂（偏门自）离相关迫分析象，蛇Ev乎ie命ws灯输出由的图翁如下稠所示捎。撑从图地中，宿看不让出二魂阶差俭分是妨否平贸稳，额下面非我们贪利用肝单位蒜根检角验。阻得：病由上莲图可趁知，凭二阶慨差分票后的事检验驻统计搞量稻t桃是卧-5池.9护，小樱于显投著性麻水平队1%孝的临鉴界值捧，所卡以，斜至少扑在弯99徐%倦的置蒜信度顾下拒东绝原屑假设加，即况认为俗二阶局差分乎序列交不存惧在单摔位根泡，因狭而非巧平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