经济毕业论文西方消费理论在中国的实证分析文档格式.docx

1、短期的可支配收入由于受许多偶然因素的影响，是一个经常变动的量，人们的消费不会随它的波动而经常变动。消费者为了实现效用最大化，实际上是根据他们在长期中能保持的收入水平来进行调整的，一时性的短期收入的变动只有在能够影响持久收入水平预期时才会影响消费水平。消费是持久收入的稳定函数，这便是持久收入假说的基本思想。持久收入Ypt可表示成可观测量Yt的函数Y*t=Y*t-1+（Yt Y*t-1）（0 1） 是加权数，是对过去的经验所作的预期可以改写成：Y*t=Yt +（1-）Y*t-1当=1时，现期的预期收入就等于现期收入，当=0时，现期的预期收入中本期实际值被忽略。Ct=c+Y*t=c+Yt +（1-）

2、Y*t-1= c+Yt +（1-）Y*t-1.1然后将Ct=c+Y*t滞后一期并乘以1-：（1-）Ct-1=（1-）c+（1-）Y*t-1 21式减去2式，整理得：Ct=c（1-）+Yt+（1-）Ct-1令：*= *=（1-） c*= c（1-） 所以其消费数学模型为：Ct=c+Y*t+t=c+*Yt+* Ct-1+t4、莫迪利安尼的“生命周期假说”此理论的中心论点是：每个人都根据他自己一生的全部预期收入来安排他的消费支出，即是说，每个家庭在每个时点上的消费与储蓄决策都反映了该家庭谋求在其生命周期内达到消费的理想分布的企图，而每个家庭的消费要受制于该家庭在其整个生命期间内所获得的总收入，所以在

3、此我们要考虑财产（储蓄）和收入两个因素，这里我们不考虑利率的影响。其t期消费的数学模型为：Ct=c+Wt+Yt+tWt是t期财产,这里我们用储蓄近似替代，Yt 是t期收入。二、数据的说明和处理由于考虑到数据的权威性，我们对原始数据通过两个渠道收集：一是学校图书馆的统计年鉴，二是中国国家统计局的网站。出于数据及时性和样本自由度的考虑，我们最终选取了中国国家统计局网站上的数据作为我们的样本数据。当时，网站上数据没有我们所要求的那样进行系统整理过，这又加强了收集工作的难度，只能一年一年的下载然后整合在一起。下面我们对数据的处理简要说明一下：由于我们要做的是西方消费模型对中国的实证分析，因此需要的数据

4、大致有以下几种：历年消费消费量Ct,人均财产Wt,人均收入水平Yt,又考虑到城乡消费层次的不同，我们继而进一步划分为：农村人均消费、人均财产、人均收入水平和城镇人均消费、人均财产、人均收入水平。但是真正符合要求的上述数据基本上没有，于是我们作如下处理：由于财产很难统计，而在中国又比较特别，即储蓄占了中国人均财产中相当大的比例，于是在此我们用人均储蓄来代替中国人均财产。为了能进一步说明人均财产的性质，即流动性。我们用人均定期储蓄和活期储蓄来说明人均财产中流动性好和差的两种类别，进而来研究对中国消费的相关影响。但是人均储蓄这一数据我们没有收集到，于是通过历年年底中国储蓄总额和人口数来求得。而中国农

5、村和城镇储蓄数据也没有，在这里我们大胆的用中国人均储蓄来代替农村和城镇的人均储蓄，这必然会产生一定潜在误差，在随后的回归中我们会再加以考虑。通货膨胀的剔除，按可比价格计算。 我们认为在后面的消费模型中应用可比价格来重新处理数据，理由如下：（1） 在杜森贝利的相对收入假说中，有历史最高收入这一项，如果不剔除通胀，历年人均收入很自然的年年攀高，如果一旦排除通胀因素，我们会发现在通胀厉害的阶段，居民的人均收入反而减少（2）考虑到储蓄因素，它是逐年累加起来的，每年增加的储蓄在各年的购买力是不一样的，不排除通胀，无法体现居民实际的购买力。对通胀的核算是如下进行的：a、用全国居民的消费价格环比指数（198

6、5-2002）来分别求得基于1984年的全国消费价格的上涨率（全国消费品通胀率） b、用城镇居民的消费价格环比指数（1985-2002）来求基于1984年的城镇居民消费价格的上涨率（城市居民消费品通胀率） c、用农村居民的消费价格环比指数（1985-2002）来求基于1984年的农村居民消费价格的上涨率（农村居民消费品通胀率） d、其中全国储蓄、人均消费和人均收入用全国消费品价格上涨率来排除通胀；城镇居民的收入和消费都用城镇居民消费品价格上涨率排除通胀，农村就用农村居民消费品的上涨率排除通胀。 三、模型的参数估计及影响作用分析首先对凯恩斯收入假说在中国实证分析对城镇居民消费Ct=26.2245

7、2+1.109043 Yt （1） （0.470744） （23.45593）R2=0.97174 , R2=0.969974,F=550.1807括号中为相应参数的t检验值。系统性检验：回归方程式（1）中，对于参数在自由度为2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：=0，表明城镇居民年人均收入年人均消费支出有显著性影响。但是从经济意义上讲, =1.109043,不符合凱恩斯绝对收入假说理论中边际消费倾向在与之间。因此对城镇居民的消费通过回归，发现凯恩斯的绝对收入假说不能合理解释中国城镇居民的消费习惯。对农村居民消费Ct=1.015476+0.905399 Yt （2）（

8、10.279706） （44.05461）R2=0.991823 , R2=0.991312,F=1940.808括号中为相应参数的t检验值，系统性检验：在回归方程式（2）中，对参数在自由度为2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：=0，表明农村居民年人均收入对年人均消费支出有显著性影响。从经济意义上讲，0.905399，符合凯恩斯的绝对收入假说中边际消费倾向在0与1之间，而且截距项c为1.015476也符合普遍的经济意义，我们认为凯恩撕的消费理论对中国农村消费现象有比较大的解释力。同城镇居民消费现象相比我们发现，农村居民当期收入对消费的影响明显要高于城镇居民当期收入对

9、消费的影响，我们认为很大的因素是农民收入比城镇居民收入要低得多，当期收入中的很大部分用于当期消费。 对全国居民人均消费Ct=1+1.16Yt （3） （3.14） （3.998590）R2= ，R2=，F=5.82回归方程式（3）中，对于参数在自由度为2=16的情况下通过显著性水平为0.05的t检验，所以拒绝H0：=0，表明全国居民年人均收入对年人均消费支出有显著性影响。但是从经济意义上讲，1.16明显不符合绝对收入假说中对于边际消费倾向在0到1之间的假定。因此对于中国居民年人均消费也不适合凯恩斯的消费模型。杜森贝利相对收入假说在中国的实证分析对城镇居民年人均消费（1）“示范性”检验Sampl

10、e: 1985 2002Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C63.3578658.164631.0892850.2932Yt0.6123940.3163901.9355680.0720Y00.7342170.4629361.5860000.1336R-squared0.975799 Mean dependent var1270.500Adjusted R-squared0.972572 S.D. dependent var416.5416Ct=63.35786+0.612394 Yt+0.

11、734217 Y0089285） （ 1.935568） （ 1.586000）R2=0.975799, R2=0.972572, F=302.402510.9897470.9897471从估计的结果看出，模型拟合较好，可决系数R2=0.975799，F检验显著性明显，表明模型在整体上拟合不错。系数检验：对于参数0 ，1在自由度为n-2=16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验。故接受原假设H0:0=0 1=0。用简单相关系数矩阵法发现：Yt与Y0的相关系数达到了0.989,存在严重的共线性。 因此我们认为中国城镇居民消费几乎不存在杜森贝利相对收入假说中消费的“示范性”。（2）“不可

12、逆性”检验-31.0154259.52349-0.5210620.60990.5384150.3000891.7941860.0930Y20.6629400.3449111.9220590.07380.9773250.974302 Ct= -31.01542+0.538415 Yt+0.662940 Y2 （-0.521062）（1.794186）（1.922059）R2=0.977325，R2=0.974302，F=323.2612根据估计结果我们发现模型拟合较好，可决系数和调整可决系数分别达到0.977325和0.974302，F检验显著，表明模型整体上拟合较好。然而进行系数性检验时发现：

13、对于参数0 ，1在自由度为n-2=16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验，故接受原假设H0:用简单相关系数矩阵法： 10.9893193460.989319346 同样可以看到，Yt和Y2的相关系数达到了：0.989 ,也存在着明显的共线性。因此中国城镇居民的消费不存在着消费的“不可逆性”。结合上述我们认为杜森贝利的相对收入假说在中国还不存在。对农村居民年人均消费15.3372316.632850.9221050.37110.7434350.1158896.4150630.00000.0900180.0634501.4187170.17640.992791456.02170.991

14、830125.9500Ct=15.33723+0.743435 Yt+0.090018 Y0（0.922105）（6.415063）（0.063450）R2=0.992791，R2=0.991830，F=1032.835从估计结果来看，模型拟合得比较好，可决系数和调整可决系数分别达到了0.992791和0.991830，而且F检验也很显著，表明模型在整体上是很令人满意的，但是进行系数显著性检验可以看到：对于参数0在自由度为n-2=16的情况下通过了显著性水平为0.05的t检验而对于参数1则没有通过t的显著性检验，故接受原假设H0: 1=0。在用简单相关系数矩阵法：与上面遇到的情况一样，Yt和Y

15、0存在着共线性问题，说明在中国农村还没出现“示范性”消费。1.07084811.713080.0914230.92841.0430900.1514096.889224-0.1516160.165162-0.9179830.37320.9922580.991226Ct=1.070848+1.043090 Yt-0.151616 Y2（0.091423）（6.889224）（-0.917983）R2= 0.992258， R2=0.991226，F=961.2849从估计结果看，和上面基本上差不多，整体性拟合很好，但是对于解释变量却存在着共线性问题，由此我们推断杜森贝利的相对收入假说也不适合中国农

16、村居民的消费习惯。对全国居民年人均消费因为我们在取平均收入的时候用的是全国人均收入水平，所以我们在这里就无法对全国居民人均消费的“示范性”进行检验，只能对全国居民人均消费的“不可逆性”进行检验。30.3844723.475771.2942910.21510.4746520.3194111.4860220.15800.4241860.3655141.1605180.26400.990142648.14070.988827214.8409Ct=30.38447+0.474652 Yt+0.424186 Y2（1.294291）（1.486022）（1.160518）R2=0.990142， R2=

17、0.988827，F=753.27440.9976750.997675我们发现对全国人均消费的“不可逆性”检验结果，和上面几个差不多，整体上拟合得比较好，可决系数和调整可决系数都分别达到了0.990142和0.988827，F检验也很显著，但就是面临解释变量的共线性问题：相关系数达到了0.997675。因此，消费的“不可逆性”对中国人均消费的解释也告失效。莫迪利安尼的生命周期假说在中国的实证分析 对城镇居民年人均消费 S=人均总储蓄；S1=人均定期储蓄；S2=人均活期储蓄Ct=298.7277+0.642073 Yt+0.327384 S ； Ct= -14.21381+1.170012 Yt

18、-0.137745S2（1.803554）（0.0327）（0.1033） （-0.161910）（10.46447）（-0.604486）R2=0.976462, R2=0.973324,F=311.1394； R2=0.972413；R2=0.968734,F=264.3623362.3802109.74573.3019980.00480.4952800.1875812.6403590.0185S10.6239060.1869363.3375330.00450.9837830.981621Durbin-Watson stat1.270004 Prob（F-statistic）0.00000

19、0Ct=362.3802+0.495280 Yt+0.623906 S1（3.301998）（2.640359）（3.337533）R2=0.983783 ，R2=0.981621， F=454.9834我们分别对城镇居民人均消费关于人均储蓄S、人均活期储蓄S2和人均定期活蓄S1进行回归分析，发现从整体上三者拟合得都比较好，可决系数都相当高，F检验都非常显著。但是对系数显著性检验时发现：对于人均储蓄的回归中，各参数在自由度为16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验,用简单相关系数矩阵法发现Yt和S的相关系数为0.98657,两者存在共线性问题。对于人均活期储蓄的回归中，参数在自由度1

20、6的情况下没有通过显著新水平为0.05的t检验,也用简单相关系数矩阵法得到Yt和S2的相关系数为0.9,也存在共线性问题。但是对于定期储蓄的回归中，我们惊喜地发现在自由度为16的情况下各参数均通过了显著性水平为0.05的t检验。对此我们再进行自相关检验即Durbin-Watson检验D=1.270004,在0.05的显著性水平下，DL=1.046,DU=1.535,发现无法确定是否自相关。我们图示法进行检验：由图可以看出，Ct=362.3802+0.495280 Yt+0.623906 S1+t 不存在自相关性，因此莫迪利安尼的生命周期理论符合中国城镇居民人均消费习惯。Ct=23.16403+

21、0.818653 Yt+0.023180S ；Ct=10.13372+0.864490 Yt+0.037392S2（0.881220） （ 9.969786） （ 1.090714）； （0.706596） （ 23.77290） （ 1.348319）R2=0.992424 ,R2= 0.991414,F=982.5017；R2=0.992707, R2=0.991735,F=1020.923Ct=5.216863+0.877368 Yt+0.010585S1（0.128507） （ 6.517229） （ 0.210849）R2=0.991848, R2=0.990761,F=912.47

22、25我们又分别对农村居民人均消费关于人均储蓄S、人均活期储蓄S2和人均定期活蓄S1进行回归分析，发现从整体上三者也拟合得比较好，可决系数都相当高，F检验都非常显著。三者的参数在自由度为16的情况下都没有通过显著性水平为0.05的t检验。通过简单相关系数矩阵分析三者的解释变量都存在共线性问题。所以我们认为莫迪利安尼的生命周期假说不适合中国农村的消费情况。Ct=78.43675+0.760908 Yt+0.040006S（1.550574） （ 5.366006） （ 0.596831）R2=0.989506 ，R2=0.988106，F=707.1725Ct=36.73347+0.878474

23、Yt-0.053446S2（1.562385）（18.29270）（-0.798999）R2=0.989695 ，R2=0.988321，F=720.3057155.450543.454563.5773120.00280.5142570.1299553.9572000.00130.2273340.0885112.5684180.02140.9925380.991543Log likelihood-77.60311 F-statistic997.60631.324869Ct=155.4505+0.514257 Yt+0.227334S1（3.577312） （ 3.957200） （ 2.568418）R2=0.992538，R2=0.991543，F=997.6063我们再分别对全国居民人均消费关于