劉夢潔

摘要：選取南京市1986-2015年消費需求與GDP數(shù)據(jù)，建立計量經(jīng)濟模型，運用工具變量法解決GDP與隨機項相關(guān)問題?；貧w模型表明收入是影響消費需求的主要因素。同時針對2003年突變點剖析原因，引入虛擬變量驗證加入WTO對消費需求的影響。驗證消費需求與GDP的協(xié)整關(guān)系并建立誤差修正模型。

關(guān)鍵詞：GDP；消費需求；WTO

中圖分類號：F127 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）007-0-01

一、回歸分析

選取1986-2015年南京市社會消費品零售總額和GDP數(shù)據(jù)，因數(shù)據(jù)受到當年物價水平的影響，利用RPI和CPI指標剔除通貨膨脹的影響，對校正后的實際數(shù)據(jù)建立計量經(jīng)濟模型。

C=β0+β1Y+u

C=-41.33+0.45Y

R2=0.9962 DW=0.85

其中C為社會消費品零售總額，β1為邊際消費傾向，Y為GDP。嚴格來講，全面反映消費需求的指標為按支出法計算的生產(chǎn)總值中的最終消費，但是1992年前最終消費缺乏精確數(shù)據(jù)，而社會消費品零售總額為核算最終消費額的基礎性統(tǒng)計指標，并且在一定程度上反映了消費需求的變化趨勢和特點，所以選取社會消費品零售總額指標來反映消費需求變化。本文數(shù)據(jù)來源于1987-2016年南京統(tǒng)計年鑒，1986年以后的年鑒登載的是上一年度的數(shù)據(jù)，所以實為1986-2015年度數(shù)據(jù)。

回歸結(jié)果中DW=0.85（1）=3.84，所以誤差項u存在一階正自相關(guān)。模型中C是國內(nèi)生產(chǎn)總值Y的一部分，C與Y相互影響，那么Y與u同期相關(guān)。這違反了模型中解釋變量非隨機的假定。估計結(jié)果還顯示模型存在嚴重的自相關(guān)，普通最小二乘估計量是非有效的。所以選擇一個工具變量替代解釋變量Y。選取Yt-1作為原解釋變量Y的工具變量，得到以下回歸模型。

C=-45.76+0.45Y

（-2.24） （83.69） R2=0.9962

β1=0.45表示GDP每增加1元，將有0.45元用于消費。R2為0.9962，說明在消費需求的總離差平方和中，99.62%被樣本回歸線解釋，僅有0.38%未被解釋。因此可知樣本回歸線對樣本點的擬合優(yōu)度是較高的。給出顯著水平α=0.05，|t|>t0.025（28）=2.05，均通過t檢驗，表明Y對C有顯著影響。

二、結(jié)構(gòu)突變點原因分析

Chow檢驗發(fā)現(xiàn)2003年為結(jié)構(gòu)突變點，南京市2003年后消費和收入的增長速度顯著高于之前，推動城市經(jīng)濟發(fā)展進入新階段。由于因素影響的滯后，本文認為2001年11月中國加入世界貿(mào)易組織是該突變點的原因。南京市位于長江下游中部地區(qū)，長三角輻射帶動中西部地區(qū)發(fā)展的國家重要門戶城市，也是“一帶一路”戰(zhàn)略與長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略交匯的節(jié)點城市，南京都市圈核心城市，入世經(jīng)濟影響尤為巨大。

我國加入WTO后外國大量優(yōu)質(zhì)的商品和服務更加便利地進入消費市場，消費者在消費品和服務的數(shù)量、品種方面擁有更加廣泛的選擇范圍。同時關(guān)稅大幅度降低，國外擁有比較優(yōu)勢的計算機、轎車、通訊設備等價值量較大的產(chǎn)品進入市場，大幅度增加消費需求，同時我國這些領(lǐng)域的中小企業(yè)為提高市場占有率而削減價格，進一步刺激消費需求。隨著WTO進程的深入，消費需求結(jié)構(gòu)提升以及消費觀念、方式轉(zhuǎn)變推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，住宅、汽車、電子等行業(yè)的快速增長帶動了工業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級，從而拉動了上游的鋼鐵、建材、化工、機械設備以及電力、煤炭、石油等能源行業(yè)的增長。

為進一步驗證加入WTO對消費和收入的影響，提高模型精確性，引入虛擬變量D，2003年以前D=0，入世影響微弱或沒有；2003年以后D=1，加入WTO對消費和GDP都產(chǎn)生顯著影響。

建立回歸模型：C=β0+β1D+β2Y+β3DY+u

C=11.34-200.01D+0.39Y+0.08DY

R2=0.9976 DW=1.37

R2為0.9976，高于引入虛擬變量前的0.9962，模型擬合優(yōu)度提高，說明模型引入虛擬變量是有必要的。

三、協(xié)整檢驗和動態(tài)修正模型

對C和Y取對數(shù)，消除異方差的影響，對序列l(wèi)nC和lnY進行單位根檢驗，lnC、lnY均為非平穩(wěn)數(shù)列。而lnC和lnY的一階差分序列為平穩(wěn)序列，所以lnY、lnC都為一階單整。

協(xié)整回歸：lnC=β0+β1lnY+u

lnC=-0.86+0.99lnY

（-12.81） （106.41）

R^2=0.9975 DW=0.73

殘差ADF=-2.45<-1.95，u為平穩(wěn)序列，所以lnC與lnY存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

u=lnC+0.86-0.99lnY，令ECMt=u，建立誤差修正模型：

△lnC=β0+β1△lnY+β3ECMt-1+u

△lnC=0.07+0.61Y-0.44ECMt-1

其中△lnC和△lnY分別 表示對數(shù)的消費需求和GDP的差分序列，ECMt是非均衡誤差，β3*ECMt-1為誤差修正項，β3是修正系數(shù)，表示誤差修正項對lnC的修正速度。誤差修正模型說明GDP的變化以0.61的比例影響消費需求的變化，非均衡誤差則以0.44的比例影響后一期消費需求的變化，而且模型的參數(shù)估計量具有優(yōu)良特性，不存在虛假回歸問題。

四、結(jié)語

收入是消費增長的主要原因，同時消費需求也受到加入WTO的影響。因此制定符合我國國情的消費政策，完善收入分配制度，增加居民收入，提高中低收入群體的消費水平，有利于經(jīng)濟發(fā)展。同時理性看待WTO帶來的機遇和挑戰(zhàn)，抓住機遇，充分發(fā)揮WTO促進消費增長的積極作用。

參考文獻：

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