中国城市居民消费计量分析［内容摘要］根据相关经济理论和客观实际，确定了居民消费的运行结构和主要运行参数，建立了中国居民消费计量模型。在此基础上，分析了主要变量国民收入和货币流通两对居民消费的影响，并作了预测和建议。
［关键词］ 居民消费 国民收入 货币流通量
一、引言及理论陈述:
居民消费是指花费在最终商品与服务上且能符合需要和获得满意的各项开支，是GDP中最大的组成部分。而且改革开放以来,城镇居民的消费水平提高的最快,消费结构也有很大的改善,因此对其进行分析有较强的经济意义。
目前关于消费主要有以下的理论流派:
(1)凯恩斯的绝对收入假说,也就是我们通常最熟悉的消费取决于绝对收入的理论,具体表现形式就是消费函数:C=Ca+By,其中b为边际消费倾向,0<b<1,也即边际消费倾向递减规律.
(2)杜森贝利相对收入假说,其中谈到了两个效应,一是消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响,二是消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响.
(3)弗里德曼持久性收入假说,即消费不仅受到当期收入水平的影响,还受到消费者对自己预期收入的影响.
那么根据萨米缪尔森等经济经济学家的观点，消费的决定因素包括：当期可支配收入、个人财富、物价指数、货币流通量以及永久收入等等。并且，认为存在消费的“棘轮效应”(即收入增加消费增加,收入减少消费难以减少,长期来看消费是稳定的)，主要因素为实际可支配收入。
可支配收入是指国民收入减去所有家庭和公司交纳的直接税，再减去企业净储蓄，最后加上家庭从政府那里获得的转移支付。由于可支配收入计算易出现误差（例如转移支付的具体数据通常不准确）,且可支配收入最终仍然由国民收入决定且与国民收入值差距不大，所以我们采用国民收入代替计算。
货币流通量指货币离开金库在市场上流通的货币数量。投放货币就增加了货币流通量，反之，回笼货币就减少了货币流通量。增加或减少货币流通量主要是适应经济和社会发展需要。货币流通量过少，不能满足商品交换的需要，就会影响经济发展；货币流通量过多，超出了商品交换的需要，就会出现通货膨胀，同样会影响经济的增长。
城市居民消费价格指数是反映城市职工及其家庭所购买的生活消费品和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。编制城市居民消费价格指数，可以观察和分析消费品的零售价格和服务项目价格变动对职工货币工资的影响，作为研究职工生活和确定工资政策的依据。
财富通常每年变化不大，因此财富效应很少会引起消费的急剧变动。而且，财富值难以计算——计量标准难以统一把握，这里约去了财富的影响。
而在中国，城市居民消费额和城市物价指数比较易于统计，较为真实，故采集为数据。
于是，依据计量经济模型的构思和从实际出发，我们在建模时作了如下处理：
1、该模型是线性系统模型。
2、主要采集的样本是1979年至1999年的数据。（由于我国的经济运行机制在此之后有了较大改变，人民的生活水平也有所提高，这一时期的样本较能反映变化）
3、模型中解释变量为城市居民消费额,被解释变量为国民收入，年平均货币流通量，城市消费物价指数，前一年的消费额。
这样，模型的操作性更好。
二、相关数据搜集;
年份 城市居民消费额(元) 国民收入总额(亿元) 年平均货币流通量(亿元) 城市居民消费物价指数
1979 434 4038.2 225.3 101.9
1980 496 4517.8 275.1 107.5
1981 562 4860.3 341.4 102.5
1982 576 5301.8 385.9 102
1983 603 5957.4 460.5 102
1984 662 7206.7 576.6 102.7
1985 802 8989.1 822.2 111.9
1986 920 10201.4 978 107
1987 1 089 11954.5 1239 108.8
1988 1 431 14922.3 1674 120.7
1989 1 568 16917.8 2157.3 116.3
1990 1 686 18598.4 2296.6 101.3
1991 1 925 21662.5 2724.3 105.1
1992 2 424 26651.9 3466.6 108.6
1993 3 027 34560.5 4937.1 116.1
1994 3 891 46670 6243.5 125
1995 4 874 57494.9 7507.4 116.8
1996 5 430 66850.5 8296.6 108.8
1997 5 796 73142.7 9489.8 103.1
1998 6 217 76967.2 10690.9 99.4
1999 6 796 80579.4 12329.9 98.7
数据来源：《中国统计年鉴2003》，《中国市场统计年鉴2003》，
中华人民共和国财政部网站
三、模型设定及参数估计:我们按照线性形式建立模型如下
Y：城市居民消费额
：城市居民消费额
：国民收入总额
：前一年城市居民消费额,此数据由被解释变量滞后一期生成.
：城市居民消费物价指数
Ｕt：随即扰动项
四、模型检验及修正
我们利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有多重共线和自相关影响的方程，进行修正后再来估计参数（显著性水平=0.05）,如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/19/04 Time: 20:21
Sample(adjusted): 1980 1999
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
X4 4.216688 3.416171 1.234332 0.2361
X3 -0.037313 0.157297 -0.237216 0.8157
X2 0.175636 0.042180 4.163958 0.0008
X1 0.057597 0.010709 5.378479 0.0001
C -224.1336 384.4861 -0.582943 0.5686
R-squared 0.999285 Mean dependent var 2535.350
Adjusted R-squared 0.999095 S.D. dependent var 2156.875
S.E. of regression 64.89682 Akaike info criterion 11.39579
Sum squared resid 63173.96 Schwarz criterion 11.64473
Log likelihood -108.9579 F-statistic 5243.075
Durbin-Watson stat 1.714544 Prob(F-statistic) 0.000000
1．（1）模型整体检验以及经济意义检验：由上面回归结果可以看出，可决系数=0.999285，说明拟合优度较高。结合F=5243.075>(4,15)=5.86,我们可以判定模型中所有解释变量联合起来对Y的影响力显著。然而和的t检验没有通过，即偏回归系数的T值不显著，且的系数符号和经济意义不符，因为从消费的棘轮效应来看，前期的消费对本期的消费最多产生的是正的影响，因此，我们根据计量经济学知识判定这些变量之间可能存在多重共线性。
（2）多重共线检验:(15)=2.131,可以看出和的t检验不显著,存在多重共线,从简单相关系数矩阵
1 -0.123657551911 -0.0727410204253 -0.0543207207683
-0.123657551911 1 0.994429156479 0.996211881424
-0.0727410204253 0.994429156479 1 0.995016665959
-0.0543207207683 0.996211881424 0.995016665959 1
从中也可以看出解释变量中,,之间存在高度线形相关.
下面对此模型采取逐步回归法以消除多重共线性。将被解释变量等对每个解释变量Xi（i=1,2,3,4）分别进行回归，结果如下：
A: Y=155.2109+0.080063
(29.30833)(0.000757)
t=5.296068 105.7198
=0.998303 S.E=90.94306 F=11176.68
B: Y=394.4115+0.5855750
(52.06592) (0.009897)
t=7.575234 56.15396
=0.994011 S.E=170.8480 F=3153.267
C： Y=101.3608+1.097751
(75.33788) (0.025769)
t=1.345416 42.60040
=0.990179 S.E=219.6063 F=1814.794
D： Y=2490.162-0.508515
(7246.795) (67.00471)
t=0.343622 -0.007589
=0.000003 S.E=2207.585 F=5.76E-05
显然的拟合优度极差，t检验极度不显著,说明城市居民消费物价指数对城市居民消费额没有显著影响,因此剔除该变量。
综合可决系数，F值和t检验，最后选择A方程作为基本回归方程。
在A方程的基础上增加一个解释变量，分别得回归方程
Y=213.8979+0.058113X1+0.153429X2
(28.389927) (0.006039) (0.042008)
t=7.640139 9.623160 3.652355
=0.999025 S.E=70.81071 F=9224.403 (1)
Y=249.0193+0.067358X1+0.185558X2-0.192862X3
(31.31406) (0.007338) (0.042079) (0.095665)
t=8.214647 9.178725 4.409777 -2.016021
=0.999213 S.E=65.95010 F=6768.762 (2)
比较（1）（2）两个方程，其中方程（2）中的的系数为负数，与经济意义不符，而且t检验的P值等于0.0609，大于显著性水平，说明对Y的影响不显著，故经权衡，将删去，保留两个解释变量，得如下模型，也即是上述方程（1）
Y=213.8979+0.058113X1+0.153429X2
(28.389927) (0.006039) (0.042008)
t=7.640139 9.623160 3.652355
=0.999025 S.E=70.81071 F=9224.403
（3）异方差检验
运用arch检验法得如下的检验结果：
选取ARCH过程的滞后阶数为p＝3
从输出的辅助回归函数中得到,计算得出(n-p)*=18*0.175070=3.1626,在显著性水平为0.05时,查卡方分布表，得临界值可见计算所得出的结果明显小于临界值,显然不存在异方差.
下面再运用white检验法进行检验,得如下的结果:
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.588243 Probability 0.076493
Obs*R-squared 8.250015 Probability 0.082837
由上表可以得到: Obs*R-squared＝0.082837，大于显著水平为0.05时，这就进一步验证异方差不存在.
（4）自相关检验以及修正：
由模型Y=213.8979+0.058113+0.153429中的DW=1.173928，查Durbin-Wastson表，n=21,k=2,得下限临界值=1.125,上限临界值=1.538,显然DW值小于,说明模型存在自相关，下面对自相关进行修正：
运用广义差分法,由DW=1.173928,根据=1-DW/2,得出=0.413036,然后分别对,和Y做广义差分,然后用OLS方法估计，从结果可以看出DW =1.685108,比起修正之前的DW值有明显的提高,并且已经大于,落在了不存在自相关的区域内,所以也就是说经过广义差分之后,自相关得到修正.
把上述回归结果写成报告的形式:
令DY=,D=,D=,则:
=138.7137+0.054877+0.174502 (E)
(24.93141)(0.006287) (0.042726)
t=50563815 8.729291 4.084230
=0.997940 F=4117.148 DW=1.685108
总体上看来回归的效果非常好,估计量的回归系数符合经济意义,拟合优度很高,t检验的值显著,F检验显著.
所以综合以上的经济意义检验以及统计意义检验和我们对方程的相关的修正,最终我们把回归模型定为方程(E),如上.
(5)平稳性检验和协整性检验:
经检验,变量序列都是非平稳的,一阶差分协整性不可以通过,二阶差分协整性可以通过.
五.模型的预测检验;
内插预测,点预测 :
我们把1998,1999年的解释变量数据带入方程:
1998 年:=76967.2,=10690.9带入模型可以得到=6228.026166
1999年;=80579.4,=12329.9,带入模型可以得到=6712.261044
根据<中国统计年鉴2003>得到1998,1999年的被解释变量-城镇居民的实际消费额为6217,6796.
这说明我们的模型预测的比较接近实际水平,所以模型有一定的实际意义.
六.实证分析
最终模型表明，前一年的消费额和居民消费物价指数对居民消费的影响不具有系统显著性。根据经济理论，联系客观实际，可以说，这两者对居民消费基本影响不大。对当年物价指数反应相对不明显，说明居民相对来说更注重经济的安全性。（当然，也不排除经济持续增长，收入预期良好，影响“棘轮效应”和对物价变动的反应——有待进一步考证）
同样，可以认为居民收入水平和货币流通是影响居民消费的最主要因素。
1、居民收入对消费的影响
居民可支配收入是居民消费的基础和前提,但是居民收入也许还存在其他方面的影响。
（1）收入预期影响。研究表明，除了根据当前可支配收入水平之外，人们还根据长期收入趋势来决定其消费数量。经济学家提出了永久性收入理论和生命周期假说。永久性收入是指在除去那些暂时的或不固定的影响（如意外的收入或损失等）之后，一个家庭获得的收入水平。这一理论暗示，消费者对待收入变动作出的反应不会都一样。长期稳定的收入——即永久性收入变动才会提高消费。生命周期假说认为不同年龄的人有不同的消费倾向，中年人比老年人、青年的消费倾向低。
（2）不同收入水平的影响。研究表明，收入水平决定消费支出水平。而中等收入水平的人群的边际消费倾向高于高收入和低收入的人群。
2、货币流通量对消费的影响
货币流通量等于货币投放量减去货币储蓄量。
首先，由于货币储蓄量比较稳定，适当扩大货币的总发行量，可减弱货币储备对消费的不利影响（当然以严防“通货膨胀”为前提）。也就是说货币流通量的增加对消费有推动作用。这也与模型推断相吻合.
但是，扩大货币发行应慎用，应牢记是货币消费量决定货币流通量。货币流量受货币流通速度影响。
七.政策建议
根据研究表明健康的消费增加对经济的拉动作用良好。因此，结合前文，有如下政策建议。
1、稳定增加居民收入，增强居民消费信心。简而言之，保持稳定健康的长期经济增长意义重大。
2、营造一个完善的消费的环境。一方面，保证充足的商品与服务供给。另一方面，提高商品和服务的质量和配套环节。这样，才能满足许多潜在可实现的消费。
3．形成合理收入差距。即培育一个强大的中等收入阶层，强化居民整体消费倾向。
4．深化税制改革。这包括对个人收入税、遗产税等诸多方面考虑——但现实中存在诸多争议。
5．完善社会保障体系。生命周期假说认为这有利于改变中年人的消费倾向。可也有经济学家认为社会保障损失市场效率。这也存在争议。
6．加快货币的“无纸化”。金融学家认为电子货币、信用卡等非纸化货币的广泛使用，可以减少人们手中持有的货币——降低人们将手中闲置货币“被动储蓄”的可能，加快货币流通速度，提高货币流通量。
参考文献：
《计量经济学教程》赵卫亚 上海财经大学出版社 2003年版
《经济学》保罗·萨缪尔森 威廉·诺德豪斯 华夏出版社 1999年版
《货币金融学》殷孟波 曹廷贵 西南财经大学出版社 2000年版