劉夢(mèng)潔

摘要：選取南京市1986-2015年消費(fèi)需求與GDP數(shù)據(jù)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用工具變量法解決GDP與隨機(jī)項(xiàng)相關(guān)問(wèn)題?；貧w模型表明收入是影響消費(fèi)需求的主要因素。同時(shí)針對(duì)2003年突變點(diǎn)剖析原因，引入虛擬變量驗(yàn)證加入WTO對(duì)消費(fèi)需求的影響。驗(yàn)證消費(fèi)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(fèi)需求；WTO

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2017）007-0-01

一、回歸分析

選取1986-2015年南京市社會(huì)消費(fèi)品零售總額和GDP數(shù)據(jù)，因數(shù)據(jù)受到當(dāng)年物價(jià)水平的影響，利用RPI和CPI指標(biāo)剔除通貨膨脹的影響，對(duì)校正后的實(shí)際數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。

C=β0+β1Y+u

C=-41.33+0.45Y

R2=0.9962 DW=0.85

其中C為社會(huì)消費(fèi)品零售總額，β1為邊際消費(fèi)傾向，Y為GDP。嚴(yán)格來(lái)講，全面反映消費(fèi)需求的指標(biāo)為按支出法計(jì)算的生產(chǎn)總值中的最終消費(fèi)，但是1992年前最終消費(fèi)缺乏精確數(shù)據(jù)，而社會(huì)消費(fèi)品零售總額為核算最終消費(fèi)額的基礎(chǔ)性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，并且在一定程度上反映了消費(fèi)需求的變化趨勢(shì)和特點(diǎn)，所以選取社會(huì)消費(fèi)品零售總額指標(biāo)來(lái)反映消費(fèi)需求變化。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于1987-2016年南京統(tǒng)計(jì)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(shí)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(xiàng)u存在一階正自相關(guān)。模型中C是國(guó)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(jī)的假定。估計(jì)結(jié)果還顯示模型存在嚴(yán)重的自相關(guān)，普通最小二乘估計(jì)量是非有效的。所以選擇一個(gè)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(fèi)。R2為0.9962，說(shuō)明在消費(fèi)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(duì)樣本點(diǎn)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(guò)t檢驗(yàn)，表明Y對(duì)C有顯著影響。

二、結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)原因分析

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

我國(guó)加入WTO后外國(guó)大量?jī)?yōu)質(zhì)的商品和服務(wù)更加便利地進(jìn)入消費(fèi)市場(chǎng)，消費(fèi)者在消費(fèi)品和服務(wù)的數(shù)量、品種方面擁有更加廣泛的選擇范圍。同時(shí)關(guān)稅大幅度降低，國(guó)外擁有比較優(yōu)勢(shì)的計(jì)算機(jī)、轎車、通訊設(shè)備等價(jià)值量較大的產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)，大幅度增加消費(fèi)需求，同時(shí)我國(guó)這些領(lǐng)域的中小企業(yè)為提高市場(chǎng)占有率而削減價(jià)格，進(jìn)一步刺激消費(fèi)需求。隨著WTO進(jìn)程的深入，消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)提升以及消費(fèi)觀念、方式轉(zhuǎn)變推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，住宅、汽車、電子等行業(yè)的快速增長(zhǎng)帶動(dòng)了工業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)，從而拉動(dòng)了上游的鋼鐵、建材、化工、機(jī)械設(shè)備以及電力、煤炭、石油等能源行業(yè)的增長(zhǎng)。

為進(jìn)一步驗(yàn)證加入WTO對(duì)消費(fèi)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(méi)有；2003年以后D=1，加入WTO對(duì)消費(fèi)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(shuō)明模型引入虛擬變量是有必要的。

三、協(xié)整檢驗(yàn)和動(dòng)態(tài)修正模型

對(duì)C和Y取對(duì)數(shù)，消除異方差的影響，對(duì)序列l(wèi)nC和lnY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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A(yù)DF=-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(zhǎng)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(duì)數(shù)的消費(fèi)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(xiàng)，β3是修正系數(shù)，表示誤差修正項(xiàng)對(duì)lnC的修正速度。誤差修正模型說(shuō)明GDP的變化以0.61的比例影響消費(fèi)需求的變化，非均衡誤差則以0.44的比例影響后一期消費(fèi)需求的變化，而且模型的參數(shù)估計(jì)量具有優(yōu)良特性，不存在虛假回歸問(wèn)題。

四、結(jié)語(yǔ)

收入是消費(fèi)增長(zhǎng)的主要原因，同時(shí)消費(fèi)需求也受到加入WTO的影響。因此制定符合我國(guó)國(guó)情的消費(fèi)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(fèi)水平，有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時(shí)理性看待WTO帶來(lái)的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，抓住機(jī)遇，充分發(fā)揮WTO促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的積極作用。

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