利率對消費(fèi)影響實(shí)證分析

劉兆慶

在利率對消費(fèi)的影響的實(shí)證研究中，關(guān)于利率對不同發(fā)展程度地區(qū)消費(fèi)的影響的研究分析并不多。然而，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的地區(qū)的居民消費(fèi)水平受利率的影響是否一致也是值得分析研究的。因此，本文將會(huì)從這一角度來研究分析2007-2012年利率對我國東中西部三大地區(qū)的消費(fèi)的影響。

一、變量的分析與選取

1.變量的選取

消費(fèi)的變化涉及多個(gè)影響因素，如利率、可支配收入、儲(chǔ)蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、消費(fèi)者心理預(yù)期、社會(huì)保障制度等。由于消費(fèi)者心理預(yù)期和社會(huì)保障制度這兩個(gè)因素不能實(shí)際度量且無法獲得其觀測值，所以不宜作為變量列入計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型；在研究利率對消費(fèi)的影響的過程中，利率必然要作為一個(gè)自變量，然而，利率與儲(chǔ)蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)之間常常存在一定的相關(guān)性。由于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ存在以下假設(shè)：零均值、同方差、無自相關(guān)、服從正態(tài)分布，為了避免所建模型產(chǎn)生多重共線性和自相關(guān)性，因此，儲(chǔ)蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)也不宜作為變量列入計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，應(yīng)將其列入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ，表示這些因素對消費(fèi)的綜合影響。本文選取的自變量為利率與人均可支配收入，因變量為消費(fèi)水平。

2.數(shù)據(jù)的選取

為了更好地體現(xiàn)出利率的變動(dòng)性，本實(shí)證分析采用的是我國的基準(zhǔn)利率SHIBOR的季度數(shù)據(jù)來作為利率數(shù)據(jù)。

要對我國東中西部三個(gè)地區(qū)的消費(fèi)水平進(jìn)行研究，我們要采用的數(shù)據(jù)應(yīng)該是地區(qū)數(shù)據(jù)，由于在中國統(tǒng)計(jì)年鑒上得到的城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出和居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)是省份的季度數(shù)據(jù)，因此，我就用城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)來表示消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)，并且將2007-2012年的省份季度數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到東部、中部、西部地區(qū)的季度數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)處理如下：

各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平=（Σ每個(gè)地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平×該省的當(dāng)時(shí)的城鎮(zhèn)居民數(shù)量）/該地區(qū)所有省份的城鎮(zhèn)居民數(shù)量之和

各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入=（Σ每個(gè)地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×該省的當(dāng)時(shí)的城鎮(zhèn)居民數(shù)量）/該地區(qū)所有省份的城鎮(zhèn)居民數(shù)量之和。

按照以上的計(jì)算方法逐年計(jì)算，可得到2007-2012年三個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的季度數(shù)據(jù)。

二、建立模型

通過對變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析，分別對東中西部地區(qū)建立相應(yīng)的模型，然后使用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

1.對東部地區(qū)的研究

（1）模型的提出

結(jié)合圖3.1和3.2可以看出2007-2012年我國東部地區(qū)消費(fèi)水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的變動(dòng)情況，消費(fèi)水平、利率和人均可支配收入都是周期變化的。由于對數(shù)模型可以在一定程度上避免變量之間的劇烈波動(dòng)，因此將模型建立為：

lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ

（μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，βn為隨機(jī)參數(shù)）

建立對數(shù)模型的意義是研究利率和人均可支配收入的變動(dòng)對消費(fèi)增長率的影響。

（2）參數(shù)估計(jì)

得到模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果：

根據(jù)表3.1中的數(shù)據(jù)，得到該模型的DW=0.6014，查DW統(tǒng)計(jì)表可知：對于樣本量為24，兩個(gè)解釋變量的模型，在給定顯著水平為0.05時(shí)的情況下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014

（3）自相關(guān)性的處理

運(yùn)用科克倫-奧克特迭代法對該模型進(jìn)行修正，得到以下結(jié)果：

（4）模型檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：因?yàn)樵撃Ｐ偷腞2=0.9998和修正的可決系數(shù)為0.9997。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即利率和東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入共同對該地區(qū)的消費(fèi)變化的解釋能力達(dá)到99.98%。

F檢驗(yàn)：假設(shè)β2=β3=0，拒絕原假設(shè)的條件是臨界值小于F值。在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗(yàn)：分別假設(shè)β1=0，β2=0，β3=0，當(dāng)t值比臨界值要大時(shí)候拒絕原假設(shè)。顯著性水平為0.05時(shí)，由于t0.05（20）=2.086<|t（β1）=-5.8446|，t0.05（20）=2.086|t（β2）=-0.513|，所以原假設(shè)β2=0不成立。這說明：利率對東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響不顯著。

2.對中部地區(qū)的研究

（1）參數(shù)估計(jì)

根據(jù)上文的分析方法，得到該模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451

（2）自相關(guān)性的處理

運(yùn)用科克倫-奧克特迭代法對該模型進(jìn)行修正，得到以下結(jié)果：

DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此時(shí)模型不存在自相關(guān)性。

最終得到的模型方程式為：

（3）模型檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由于該模型的R2=0.9993和修正的可決系數(shù)為0.9991。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個(gè)自變量共同對因變量變動(dòng)的解釋能力達(dá)到99.93%。

F檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運(yùn)用前面的檢驗(yàn)方法可以得出：在其他因素不變的情況下，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對該地區(qū)的消費(fèi)水平的影響是顯著的；利率對中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響不顯著。

3.對西部地區(qū)的研究

（1）參數(shù)估計(jì)

根據(jù)上文的分析方法，得到該模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此說明模型中不存在自相關(guān)性。

因此，得到的模型為：

lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME

（0.2396） （0.0139） （0.0264）

t=（0.1812） （-0.9729） （36.366）

R2=0.9844 F=661.91

（2）模型檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由于該模型的R2=0.9844和修正的可決系數(shù)為0.9829。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個(gè)自變量共同對因變量變動(dòng)的解釋能力達(dá)到98.44%。

F檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運(yùn)用前面的檢驗(yàn)方法可以得出：在其他因素不變的情況下，西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對該地區(qū)的消費(fèi)水平的影響是顯著的；西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平受到利率的影響不顯著。

三、結(jié)論

1.實(shí)證結(jié)論

用我國東部、中部和西部地區(qū)2007-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)做實(shí)證分析，得到我國東中西部三個(gè)地區(qū)的模型方程式：

東部地區(qū)：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；

中部地區(qū)：lnMCONSUME=-0.895-0.003lnMR+1.041lnMINCOME；

西部地區(qū)：lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME。

由以上方程可以得出以下結(jié)論：

（1）在東部地區(qū)，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費(fèi)水平存在正向的促進(jìn)作用，且這作用是顯著的；當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，消費(fèi)水平會(huì)同方向變動(dòng)1.095個(gè)百分點(diǎn)。其它因素不變的情況下，利率對消費(fèi)水平的影響是反方向的，但這影響不顯著且影響程度很小。

（2）在中部地區(qū)，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費(fèi)水平也同樣存在正向的促進(jìn)作用，且這作用是顯著的；當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)1%，消費(fèi)水平會(huì)同方向變動(dòng)1.041%。然而，其它因素不變的情況下，利率對消費(fèi)水平的影響是反向的，但這影響不顯著且影響程度很小。

（3）在西部地區(qū)，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費(fèi)水平同樣存在正向的促進(jìn)作用，且這作用是顯著的；當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，消費(fèi)水平會(huì)同方向變動(dòng)0.961個(gè)百分點(diǎn)。其它因素不變的情況下，利率對消費(fèi)水平的影響是反向的，但這影響不顯著且影響程度較小。

綜上所述，我國東中西部地區(qū)的人均可支配收入分別與該各地區(qū)消費(fèi)水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且人均可支配收入對東部地區(qū)的消費(fèi)水平的影響是最大的，中部地區(qū)其次，西部地區(qū)最小。利率與我國東中西部地區(qū)的消費(fèi)水平存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且影響程度都非常小。

（作者單位：廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院）