劉兆慶

在利率對消費的影響的實證研究中，關于利率對不同發(fā)展程度地區(qū)消費的影響的研究分析并不多。然而，經濟發(fā)展程度不同的地區(qū)的居民消費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)的消費的影響。

一、變量的分析與選取

1.變量的選取

消費的變化涉及多個影響因素，如利率、可支配收入、儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數(shù)、消費者心理預期、社會保障制度等。由于消費者心理預期和社會保障制度這兩個因素不能實際度量且無法獲得其觀測值，所以不宜作為變量列入計量經濟模型；在研究利率對消費的影響的過程中，利率必然要作為一個自變量，然而，利率與儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數(shù)之間常常存在一定的相關性。由于隨機擾動項μ存在以下假設：零均值、同方差、無自相關、服從正態(tài)分布，為了避免所建模型產生多重共線性和自相關性，因此，儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數(shù)也不宜作為變量列入計量經濟模型，應將其列入隨機擾動項μ，表示這些因素對消費的綜合影響。本文選取的自變量為利率與人均可支配收入，因變量為消費水平。

2.數(shù)據(jù)的選取

為了更好地體現(xiàn)出利率的變動性，本實證分析采用的是我國的基準利率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地區(qū)的消費水平進行研究，我們要采用的數(shù)據(jù)應該是地區(qū)數(shù)據(jù)，由于在中國統(tǒng)計年鑒上得到的城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費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)金消費支出的數(shù)據(jù)來表示消費水平的數(shù)據(jù)，并且將2007-2012年的省份季度數(shù)據(jù)進行處理得到東部、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)居民消費水平=（Σ每個地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民消費水平×該省的當時的城鎮(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每個地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×該省的當時的城鎮(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。

按照以上的計算方法逐年計算，可得到2007-2012年三個地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費水平和城鎮(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系進行分析，分別對東中西部地區(qū)建立相應的模型，然后使用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理。

1.對東部地區(qū)的研究

（1）模型的提出

結合圖3.1和3.2可以看出2007-2012年我國東部地區(qū)消費水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的變動情況，消費水平、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，因此將模型建立為：

lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ

（μ為隨機擾動項，βn為隨機參數(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對消費增長率的影響。

（2）參數(shù)估計

得到模型的參數(shù)估計結果：

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)計表可知：對于樣本量為24，兩個解釋變量的模型，在給定顯著水平為0.05時的情況下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014

（3）自相關性的處理

運用科克倫-奧克特迭代法對該模型進行修正，得到以下結果：

（4）模型檢驗

擬合優(yōu)度檢驗：因為該模型的R2=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)的消費變化的解釋能力達到99.98%。

F檢驗：假設β2=β3=0，拒絕原假設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：分別假設β1=0，β2=0，β3=0，當t值比臨界值要大時候拒絕原假設。顯著性水平為0.05時，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β2=0不成立。這說明：利率對東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費水平的影響不顯著。

2.對中部地區(qū)的研究

（1）參數(shù)估計

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）自相關性的處理

運用科克倫-奧克特迭代法對該模型進行修正，得到以下結果：

DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此時模型不存在自相關性。

最終得到的模型方程式為：

（3）模型檢驗

擬合優(yōu)度檢驗：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，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達到99.93%。

F檢驗：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：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運用前面的檢驗方法可以得出：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)的消費水平的影響是顯著的；利率對中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費水平的影響不顯著。

3.對西部地區(qū)的研究

（1）參數(shù)估計

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

擬合優(yōu)度檢驗：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，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達到98.44%。

F檢驗：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：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運用前面的檢驗方法可以得出：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)的消費水平的影響是顯著的；西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費水平受到利率的影響不顯著。

三、結論

1.實證結論

用我國東部、中部和西部地區(qū)2007-2012年的相關數(shù)據(jù)做實證分析，得到我國東中西部三個地區(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水平存在正向的促進作用，且這作用是顯著的；當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動一個百分點，消費水平會同方向變動1.095個百分點。其它因素不變的情況下，利率對消費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水平也同樣存在正向的促進作用，且這作用是顯著的；當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動1%，消費水平會同方向變動1.041%。然而，其它因素不變的情況下，利率對消費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水平同樣存在正向的促進作用，且這作用是顯著的；當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動一個百分點，消費水平會同方向變動0.961個百分點。其它因素不變的情況下，利率對消費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)消費水平存在顯著的正相關關系，且人均可支配收入對東部地區(qū)的消費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)的消費水平存在不顯著的負相關關系，且影響程度都非常小。

（作者單位：廣東財經大學金融學院）