我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析

內(nèi)容摘要：本文通過(guò)建立對(duì)數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平進(jìn)行實(shí)證分析，找出影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的諸多因素。研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入、實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的顯著性因素。最后基于模型結(jié)果對(duì)模型進(jìn)行分析評(píng)價(jià)。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平 ? 影響因素 ? 對(duì)數(shù)多元回歸

消費(fèi)活動(dòng)是可以量化的需求，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真正和持久的拉動(dòng)力。改革開放以來(lái)，我國(guó)整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化，人們的消費(fèi)理念、消費(fèi)行為也發(fā)生了很大的變化。因此，探討、分析社會(huì)消費(fèi)水平的規(guī)律，對(duì)政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有十分重要的意義。

對(duì)于消費(fèi)水平的研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)中有著名的凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，即消費(fèi)是可支配收入的線性函數(shù)。本文通過(guò)建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，對(duì)于影響消費(fèi)水平變動(dòng)的因素及影響程度進(jìn)行探究，并對(duì)模型進(jìn)行分析評(píng)價(jià)。

模型設(shè)定

研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平，需要考慮以下幾個(gè)方面：

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的衡量。對(duì)于消費(fèi)水平，常用城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平等變量去衡量。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平能更準(zhǔn)確、全面的反映城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平的影響，不宜直接采用現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)，而需要用城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價(jià)格計(jì)量的城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)做回歸分析。所以選用“城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均消費(fèi)水平”作為被解釋變量去衡量城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

數(shù)據(jù)的選擇。本文研究改革開放以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素以及變化趨勢(shì)，因此選擇1978-2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。同時(shí)為了減小價(jià)格因素的影響，采用對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

影響因素的分析。根據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，消費(fèi)取決于可支配收入。因此以城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必須要考慮的主要影響因素。

除此以外，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，還有眾多因素可能影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平：城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是衡量居民消費(fèi)水平最重要的指數(shù)，是對(duì)一個(gè)固定的消費(fèi)品籃子價(jià)格的衡量。它主要反映消費(fèi)者支付商品和勞務(wù)的價(jià)格變化情況，也是一種度量通貨膨脹水平的工具;人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值代表我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要是由投資需求的擴(kuò)張與消費(fèi)需求的增長(zhǎng)帶動(dòng)的。但是，為了減小價(jià)格因素的影響，不宜直接采用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，而需要用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價(jià)格計(jì)的實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析;城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是人民財(cái)富、社會(huì)總資產(chǎn)增加的最直接表現(xiàn)形式，是擴(kuò)大再生產(chǎn)的必然要求。固定資產(chǎn)投資的增加會(huì)直接帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的增加;失業(yè)率可以判斷一定時(shí)期內(nèi)全部勞動(dòng)人口的就業(yè)情況，反映整體經(jīng)濟(jì)狀況，從而影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

因此，本文將“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”和“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”作為模型的解釋變量。

模型形式的設(shè)計(jì)。本文基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論設(shè)計(jì)模型，考慮到數(shù)據(jù)間的差距較大，所以對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平（Y）與城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入（X2）、城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X3）、實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X4）、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額（X5）、城市登記失業(yè)率（X6）、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額（X7）進(jìn)行回歸分析，并將方程形式設(shè)定為一次對(duì)數(shù)回歸模型。

數(shù)據(jù)來(lái)源

本文獲取1978-2009年各指標(biāo)的數(shù)據(jù)，如表1所示。

模型的估計(jì)與調(diào)整

（一）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對(duì)各影響因素的回歸分析

根據(jù)本文建立的模型：

InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut

用EViews的最小二乘法進(jìn)行回歸估計(jì)，得到回歸方程：

（二）模型檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長(zhǎng)0.376138%;在假定其他變量不變的情況下，城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長(zhǎng)0.014395%;在假定其他變量不變的情況下，實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值可支配收入每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長(zhǎng)0.292557%;在假定其他變量不變的情況下，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)減少0.019675%;在假定其他變量不變的情況下，城市登記失業(yè)率每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)減少0.022774%;在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長(zhǎng)0.118284%。解釋變量系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相同，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度：從回歸結(jié)果看R2=0.998564 ? R2=0.998219，說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。

t檢驗(yàn)。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為25時(shí)得臨界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值小于臨界值，說(shuō)明“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平?jīng)]有顯著影響。InX2、InX7系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值大于臨界值，說(shuō)明“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有顯著影響。

F檢驗(yàn)。給定α=0.05，在F分布表中的自由度為6和25的臨界值約為3.05，由表中得到F=2896.829大于臨界值，說(shuō)明回歸方程顯著，即“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”聯(lián)合起來(lái)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有顯著影響。endprint

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。多重共線性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果看出，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，但是當(dāng)α=0.05時(shí)，X5、X6系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對(duì)lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結(jié)果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：

異方差檢驗(yàn)。Goldfield-Quanadt檢驗(yàn)。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構(gòu)造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結(jié)果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結(jié)果，根據(jù)結(jié)果計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

White檢驗(yàn)。用EViews作White檢驗(yàn)，輔助回歸模型中有交叉項(xiàng)，得到檢驗(yàn)結(jié)果。由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計(jì)算的χ2統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關(guān)檢驗(yàn)。圖示檢驗(yàn)法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關(guān)，故模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信。DW檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行修正，使用Yt進(jìn)行滯后一期的自回歸，得到Y(jié)t=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可得回歸方程為：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為31個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量再減少了1個(gè)，為30個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已不存在自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型的最終結(jié)果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗(yàn)。用EViews對(duì)lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對(duì)InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對(duì)ut序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.821812，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關(guān)系。建立誤差修正模型把消費(fèi)水平的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)：

△InYt=β1+β2△InX2t+β4△InX4t+β7△InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計(jì)誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：

上述結(jié)果表明，模型中存在自相關(guān)，會(huì)夸大所估計(jì)參數(shù)的顯著性，但誤差項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不取決于上一期消費(fèi)水平對(duì)均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機(jī)制。

結(jié)論

本文分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平確實(shí)存在影響，這是基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。本文研究結(jié)果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響最大。政府可以通過(guò)增加低收入者、無(wú)勞動(dòng)能力者和離退休人員的收入來(lái)提高居民消費(fèi)水平。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平越高。通過(guò)增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，可以帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

本文未從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明這種影響可能過(guò)于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來(lái)講是合理的，但是還有貧富差距、人口結(jié)構(gòu)等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型還有待完善。

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作者簡(jiǎn)介：

李洋（1980-），女，黑龍江肇東人，博士，副教授。研究方向：物流系統(tǒng)工程、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

通訊作者：劉美爽（1964-），女，黑龍江省呼蘭人，碩士，副編審。研究方向：高校期刊發(fā)展、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。endprint

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。多重共線性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果看出，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，但是當(dāng)α=0.05時(shí)，X5、X6系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對(duì)lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結(jié)果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：

異方差檢驗(yàn)。Goldfield-Quanadt檢驗(yàn)。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構(gòu)造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結(jié)果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結(jié)果，根據(jù)結(jié)果計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

White檢驗(yàn)。用EViews作White檢驗(yàn)，輔助回歸模型中有交叉項(xiàng)，得到檢驗(yàn)結(jié)果。由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計(jì)算的χ2統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關(guān)檢驗(yàn)。圖示檢驗(yàn)法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關(guān)，故模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信。DW檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行修正，使用Yt進(jìn)行滯后一期的自回歸，得到Y(jié)t=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可得回歸方程為：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為31個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量再減少了1個(gè)，為30個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已不存在自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型的最終結(jié)果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗(yàn)。用EViews對(duì)lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對(duì)InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對(duì)ut序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.821812，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關(guān)系。建立誤差修正模型把消費(fèi)水平的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)：

△InYt=β1+β2△InX2t+β4△InX4t+β7△InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計(jì)誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：

上述結(jié)果表明，模型中存在自相關(guān)，會(huì)夸大所估計(jì)參數(shù)的顯著性，但誤差項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不取決于上一期消費(fèi)水平對(duì)均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機(jī)制。

結(jié)論

本文分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平確實(shí)存在影響，這是基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。本文研究結(jié)果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響最大。政府可以通過(guò)增加低收入者、無(wú)勞動(dòng)能力者和離退休人員的收入來(lái)提高居民消費(fèi)水平。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平越高。通過(guò)增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，可以帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

本文未從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明這種影響可能過(guò)于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來(lái)講是合理的，但是還有貧富差距、人口結(jié)構(gòu)等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型還有待完善。

參考文獻(xiàn)：

1.龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].科學(xué)出版社，2007

2.Olivier Blanchard.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].清華大學(xué)出版社，2009

3.袁原，王新國(guó).新疆城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)行為關(guān)系研究[J].北方經(jīng)貿(mào)，2011（4）

4.吳蓓蓓，陳永福，于法穩(wěn).基于收入分層QUAIDS模型的廣東省城鎮(zhèn)居民家庭食品消費(fèi)行為分析[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2012（4）

5.楊丹.我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2009（9）

6.王玲玲，馬驍.我國(guó)民用汽車需求的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型及分析[J].山西經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，14（1）

7.朱振亞，張小青.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)地區(qū)間非均衡性研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2011（4）

8.辜予薇，易昆南.居民消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型實(shí)證分析[J].數(shù)學(xué)理論與應(yīng)用，2008，28（4）

9.孫敬水.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].清華大學(xué)出版社，北京交通大學(xué)出版社，2005

作者簡(jiǎn)介：

李洋（1980-），女，黑龍江肇東人，博士，副教授。研究方向：物流系統(tǒng)工程、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

通訊作者：劉美爽（1964-），女，黑龍江省呼蘭人，碩士，副編審。研究方向：高校期刊發(fā)展、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。endprint

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。多重共線性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果看出，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，但是當(dāng)α=0.05時(shí)，X5、X6系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對(duì)lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結(jié)果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：

異方差檢驗(yàn)。Goldfield-Quanadt檢驗(yàn)。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構(gòu)造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結(jié)果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結(jié)果，根據(jù)結(jié)果計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

White檢驗(yàn)。用EViews作White檢驗(yàn)，輔助回歸模型中有交叉項(xiàng)，得到檢驗(yàn)結(jié)果。由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計(jì)算的χ2統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關(guān)檢驗(yàn)。圖示檢驗(yàn)法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關(guān)，故模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信。DW檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行修正，使用Yt進(jìn)行滯后一期的自回歸，得到Y(jié)t=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可得回歸方程為：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為31個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量再減少了1個(gè)，為30個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已不存在自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型的最終結(jié)果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗(yàn)。用EViews對(duì)lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對(duì)InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對(duì)ut序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.821812，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關(guān)系。建立誤差修正模型把消費(fèi)水平的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)：

△InYt=β1+β2△InX2t+β4△InX4t+β7△InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計(jì)誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：

上述結(jié)果表明，模型中存在自相關(guān)，會(huì)夸大所估計(jì)參數(shù)的顯著性，但誤差項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不取決于上一期消費(fèi)水平對(duì)均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機(jī)制。

結(jié)論

本文分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平確實(shí)存在影響，這是基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。本文研究結(jié)果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響最大。政府可以通過(guò)增加低收入者、無(wú)勞動(dòng)能力者和離退休人員的收入來(lái)提高居民消費(fèi)水平。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平越高。通過(guò)增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，可以帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

本文未從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明這種影響可能過(guò)于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來(lái)講是合理的，但是還有貧富差距、人口結(jié)構(gòu)等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型還有待完善。

參考文獻(xiàn)：

1.龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].科學(xué)出版社，2007

2.Olivier Blanchard.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].清華大學(xué)出版社，2009

3.袁原，王新國(guó).新疆城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)行為關(guān)系研究[J].北方經(jīng)貿(mào)，2011（4）

4.吳蓓蓓，陳永福，于法穩(wěn).基于收入分層QUAIDS模型的廣東省城鎮(zhèn)居民家庭食品消費(fèi)行為分析[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2012（4）

5.楊丹.我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2009（9）

6.王玲玲，馬驍.我國(guó)民用汽車需求的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型及分析[J].山西經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，14（1）

7.朱振亞，張小青.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)地區(qū)間非均衡性研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2011（4）

8.辜予薇，易昆南.居民消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型實(shí)證分析[J].數(shù)學(xué)理論與應(yīng)用，2008，28（4）

9.孫敬水.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].清華大學(xué)出版社，北京交通大學(xué)出版社，2005

作者簡(jiǎn)介：

李洋（1980-），女，黑龍江肇東人，博士，副教授。研究方向：物流系統(tǒng)工程、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

通訊作者：劉美爽（1964-），女，黑龍江省呼蘭人，碩士，副編審。研究方向：高校期刊發(fā)展、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。endprint