对广东省人均消费影响因素统计的实证分析

对广东省人均消费影响因素统计的实证分析

内容提要：本文在现代消费理论的基础上，结合广东省最近26年的实际情况，修改假设、

增减变量，利用官方数据做出了广东省人均消费的计量模型，比较分析了人均国内生产

总值、商品零售价格指数与银行一年期存款利率等变量对居民消费的不一致影响，得出

了几个重要的结论。

关键词：广东消费模型检验重要性结论

2004年，广东省经济社会保持快速协调健康进展，消费品市场供给充足，社会消费心理

稳固，市场物价稳固回升，全省消费品市场呈现稳步增长的良好态势。全年实现社会消

费品零售总额6370.42亿元，比上年增长一三.6%①这种良好态势引发了我对我省的消

费情况的重视，下列我通过自己的所学的经济学理论与原理来对消费及其影响因素做回

归分析，并得出一些重要的结论。希望能对省政府的决策起到一定的参考作用。

一广东省人均消费模型的前提假设与解释变量

西方消费经济学者们认为，收入是影响消费者消费的要紧因素，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

为消费要紧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与周围消费水准来决定消费，从而消费是相对的决定

的。当期消费要紧决定于当期收入与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、壮年与老年；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

期的债务或者储蓄起来用来防老。（4）弗里德曼的永久收入消费埋论。他认为消费者的

消费支出要紧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

不一致意见，他们认为利率对储蓄的影响要视其对储蓄的替代效应与收入效应而定，具

体问题具体分析。（2）价格指数。价格的变动能够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，我找到广东省1978-2003年人均消费与人均国内生产总值、商

品物价指数、银行一年期存款利率的官方数据。想借此来分析广东省消费的影响因素与

它们具体是如何对消费产生影响的。针对这一模型，有下列两个假定。一，自改革开放

以来，我省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

储蓄一一消费心理，也与其他一些进展中国家的情况大体一致。二，由储蓄与消费的

替代关系，能够假定刺激储蓄的因素，会制约消费。我们明白提高利率会刺激储蓄，因

而我把利率也引入模型的分析中。

下列对我所找的数据作一说明：

1人均消费水平。借此来代表广东省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。由表一能够看到消费是逐年增加的，与此同时，人均国内生产总值

也是逐年增加，隐含着两者可能有很高的线性有关性这层意思、。

2人均国内生产总值。由前面的理论，收入是决定消费的要紧因素。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有关的。

4商品零售价格指数。借此来说明价格变动对消费的影响，价格水平越高，为维持原

先的消费水平，消费者的支出也会越多。它们应该是正有关的关系。这里假定1978年为

基期，其它年份的价格指数是对以1978年数据为100的相对数。这一列数据基本上也是

稳步上升的。

5中国人民银行一年期储蓄利率。通常认为，提高利率会刺激储蓄，减少消费支出。

因此，它们应该是负有关的。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，我取了每年1月1号的利率作为全年的利率。

二广东省1978-2003年消费及其有关影响因索统计表

年份人均消费水平（元）前期消费水平（元）人均国内生产总值（元）全省商品

零售价格指数（基比）中国人民银行一年期储蓄存款利率

19782—三3691003.24

19792462一三二4091033.24

1980316246480111.83.96

1981341316549122.15.76

19823813416311255.76

1983405381674125.86.84

1984461405827127.36.84

19855714611025144.76.84

19866465711168一五1.67.2

19877856461450169.37.2

198810367851961220.57.2

1989116510362307226.88.64

199012111165253725511.34

1991—三7912113001256.68.64

19921701一三7938—五271.57.56

1993222017015254320.97.56

1994302522206795381.510.98

1995383230258495524.810.98

19964235383295一三444.510.98

19974523423510428444.97.47

19984686452311143431.65.67

19994760468611728417.43.78

200050074760128854172.25

200150385007一三730411.62.25

20025639503814986405.42.25

200361905639172一三三405.41.98

表一

资料来源：广东省价格信息网xxgdpi.govx/exponcnt/bookl.htn

《广东年鉴》广东统计局

银行利率来

源xxlonghoo.nct/gb/longhoo/ncws2004/special/gjgn/node10369/node10389/use

robjectlai285351.htnl

在经济理论基础上，我用1978〜2003年广东省统计局统计的数据与网上的官

方数据利用EVIEWS软件进行回归分析。

计量经济模型的建立

我建立了下述通常模型：

Yi=o+1Xli+2X2i+3X3i+4X4i+Ut(i=1,2,3,…，n)

其中，Yi------------广东省人均消费水平；。------截距项；

1,2,3,4-------待定系数

Xli--------------前一期人均消费水平；X2i--------人均国内生产总值

X3i--------商品零售价格指数(定基比)；X4i--------银行一年期利率

Ut-------------随机干扰项

模型的求解与•检验

利用EV1EWS软件，用最小二乘法进行回归分析及经济意义检验，统计检验，并针对存在

多重共线性、自有关与异方差影响的方程，不断进行修正后，再来进行参数估计。

DependentVariable:CONSUME

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:10:48

Sample(adjusted):19792003

Includedobservations:25afteradjustingendpoints

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

CONSUME10.3069860.0778—八3.9449120.0008

GDP0.2192400.0266748.2192—三0.0000

PRICE2.1996200.5464194.0255230.0007

RATE10.9309812.766170.8562460.4020

C-211.675856.02—三8-3.7784830.0012

R-squared0.998566Meandependentvar2391.960

AdjustedR-squared0.998279S.D.dependentvar2042.785

S.E.ofregression84.74240Akaikeinfocriterion11.89397

Sumsquaredresid143625.5Schwarzcriterion12.一三774

Loglikelihood-143.6746F-statistic3481.544

Durbin-Watsonstat1.797161Prob(F-statistic)0.000000

表二

（1）经济意义与统计学检验：

模型的拟合优度很好，但是利率的系数在显著水平等于0.05的情况下，显著等于0。因

而，模型能够剔除利率这一变量。从经济意义来看，也没能通过检验，由于利率的系数

是正数，按通常经济原理，它应该是负数。因而，能够剔除这一变量。

在剔除利率对模型的影响后，再用OLS进行参数怙计。

DependentVariable:CONSUME

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:10:50

Sample(adjusted):19792003

Includedobservations:25afteradjustingendpoints

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

CONSUME10.2938480.0758043.8764050.0009

PRICE2.5993690.2821169.2—三8340.0000

GDP0.2128140.0254348.3674480.0000

C--八7.478948.06327-3.9006690.0008

R-squared0.9985一三Meandependentvar2391.960

AdjustedR-squared0.998301S.D.dependentvar2042.785

S.E.ofregression84.20228Akaikeinfocriterion11.84997

Sumsquaredresid148890.5Schwarzcriterion12.04499

Loglikelihood-144.1246F-statistic4701.556

Durbin-Watsonstat1.874166Prob(F-statistic)0.000000

表三

尽管拟合度很高，各个变量的系数也很显著，但是多个解释变量可能面临多重共线性的

干扰。

(2)多重共线性的检验与消除

利用判定系数法来检验解释变量的共线性。辅助回归模型的被解释变量是前一期的人均

消费水平，OLS估计结果如下：

DependentVariable:CONSUME1

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:10:54

Sample(adjusted):19792003

Includedobservations:25afteradjustingendpoints

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

GDP0.3238080.0—八73217.286700.0000

PRICE1.2470280.7475861.6680730.1095

C-49.32111一三4.7689-0.3659680.7179

R-squared0.986144Meandependentvar2-五2.880

AdjustedR-squared0.984884S.D.dependentvar1926.191

S.E.ofregression236.8199Akaikeinfocriterion一三.88464

Sumsquaredresid1233841.Schwarzcriterion14.03091

Loglikelihood-170.5580F-statistic782.8595

Durbin-Watsonstat0.567065Prob(F-statiStic)0.000000

表四

由此看出，拟合度很高，说明前一期人均消费与人均国内生产总值高度有关，能够剔除

前一期消费这个变量。到这一步，模型只剩下了两个变量，即人均国内生产总值与商品

零售价格指数。再用OLS进行估计。

DependentVariable:CONSUME

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:11:08

Sample:19782003

Includedobservations:26

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

GDP0.3079910.0083一三37.050850.0000

PRICE2.963—五70.3268279.0664390.0000

C-201.209957.24709-3.5147620.0019

R-squared0.997561Meandependentvar2308.一五4

AdjustedR-squared0.997348S.D.dependentvar2046.622

S.E.ofregression105.3873Akaikeinfocriterion12.26—三3

Sumsquaredresid255449.0Schwarzcriterion12.40649

Loglikelihood-一五6.3973F-statistic4702.711

Durbin-Watsonstat1.200374Prob(F-statistic)0.000000

表五

拟合优度很高，参数显著异于0,同时通过了经济意义检验，但是模型是否已现异方差的

情况呢？

（3）异方差的检验与消除

用white检验来侦察异方差,得到下表:

WhiteHeteroskedasticityTest:

F-statistic4.793196Probability0.006622

Obs*R-squared12.40871Probability0.014557

TestEquation:

DependentVariable:RESIDE

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:11:09

Sample:19782003

Includedobservations:26

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C3747.751一五976.一八0.2345840.8168

GDP5.4580665.8432060.9340880.3609

GDP^2-0.0002690.000265-1.0一三1600.3225

PRICE-69.6-H61一五8.0679-0.4404030.6641

PRICED0.1—五9690.1785700.6494310.5231

R-squared0.477258Meandependentvar9824.962

AdjustedR-squared0.377688S.D.dependentvar一三616.57

S.E.ofregression10741.67Akaikeinfocriterion21.57269

Sumsquaredresid2.42E+09Schwarzcriterion21.81463

Loglikelihood-275.4450F-statistic4.793196

表六

在显著水平为0.05时，nR2的伴随概率小于0.05,因而落在拒绝域，说明模型存在异

方差，尝试通过两边取对数来消除异方差。

DependentVariable:LNCONSUME

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:11:10

Sample:19782003

Includedobservations:26

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

LNGDP0.7728650.03371022.926870.0000

LNPRICE0.2245600.0782732.8689430.0087

C-0.1467370.173393-0.8462710.4061

R-squared0.998711Meandependentvar7.225388

AdjustedR-squared0.998599S.D.dependentvar1.一三0475

S.E.ofregression0.042307Akaikeinfocriterion-3.379573

Sumsquaredresid0.041167Schwarzcriterion-3.234408

Loglikelihood46.93444F-statistic89一三.576

Durbin-Watsonstat0.880667Prob(F-statistic)0.000000

表七

WhiteHeteroskedasticityTest:

E-statistic1.606054Probability0.209859

Obs*R-squared6.090589Probability0.192484

表八

如今nR2的伴随概率=0.192484〉0.05,落在同意域，即模型不存在异方差。异方差已

经消除。

(4)序列有关性的检验与消除

对模型进行序列有关性检验，可由上面的表六得到DW=0.88.667。查DW检验表，当

n=26,k=3,得到祖尸1.22,du=L55。DW处于0到dL之间,存在正的自有关。用广

义最小二乘法，对模型进行修正。

DependentVariable:LNCONSUME

Method:LeastSquares

Date:07/01/05Time:11:20

Sample(adjusted):19792003

Includedobservations:25afteradjustingendpoints

Convergenceachievedafter6iterations

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

LNGDP0.7748—五0.03424322.626730.0000

LNPRICE0.1957730.0787242.4868360.0214

C0.0038840.1910100.0203330.9840

AR(1)0.4594040.一五92522.8847600.0089

R-squared0.999212Meandependentvar7.299951

AdjustedR-squared0.999099S.D.dependentvar1.086575

S.E.ofregression0.032609Akaikeinfocriterion-3.862838

Sumsquaredresid0.022330Schwarzcriterion-3.6678-八

Loglikelihood52.28547F-statistic8875.724

Durbin-Watsonstat1.8389一三Prob(I;-statistic)0.000000

InvertedARRoots.46

表九

如今DW=1.8389一三，说明模型已经消除了序列有关。

(5)最终方程形式与模拟结果：

=0.003884+0.7748一五LNGDP+0.195773LNPRICE

T(22.62673)(2.486

836)

R2=0.999212州:1.8389—三48875.724

方程总体线性高度显著，变量高度显著，拟合优度很高。判定系数R2=0.999212,说明这

两个变量的变动能解释人均消费水平99.9212%的变动，模型解释能力很强。

双对数方程的各解释变量系数：

10.7748一五说明从1978年至2003年在保持商品零售价格指数不变的前提

下，人均国内生产总值每上升1%,人均消费水平平均增加0.7748—五％。

20.195773说明从1978年至2003年，在保持人均国内生产总值不变的前提

下，商品零售价格指数每上升1%,人均消费水平平均增加0.195773。

该二元回归模型说明，人均消费水平的变动显著的受到人均国内生产总值与商品零售价

格指数的影响。

变量相对重要性的比较

在经济分析与决策