1、南京市 GDP与消费需求的计量分析 摘要：选取南京市 1986-2015 年消费需求与 GDP 数据，建立计量经济模型，运用工具变量法解决 GDP与随机项相关问题。回归模型表明收入是影响消费需求的主要因素。同时针对 2003 年突变点剖析原因，引入虚拟变量验证加入 WTO对消费需求的影响。验证消费需求与 GDP的协整关系并建立误差修正模型。 下载 关键词： GDP；消费需求； WTO 中图分类号： F127 文献识别码： A 文章编号： 1001-828X（ 2017）007-0-01 一、回归分析 选取 1986-2015 年南京市社 会消费品零售总额和 GDP 数据，因数据受到当年物价水平
2、的影响，利用 RPI和 CPI指标剔除通货膨胀的影响，对校正后的实际数据建立计量经济模型。 C=0+1Y+u C=-41.33+0.45Y R2=0.9962 DW=0.85 其中 C 为社会消费品零售总额， 1 为边际消费倾向， Y为 GDP。严格来讲，全面反映消费需求的指标为按支出法计算的生产总值中的最终消费，但是 1992 年前最终消费缺乏精确数据，而社会消费品零售总额为核算最终消费额的基础性统计指标，并且在一定程度上反映了 消费需求的变化趋势和特点，所以选取社会消费品零售总额指标来反映消费需求变化。本文数据来源于 1987-2016 年南京统计年鉴， 1986 年以后的年鉴登载的是上一
3、年度的数据，所以实为 1986-2015 年度数据。 回归结果中 DW=0.85（ 1） =3.84，所以误差项 u 存在一阶正自相关。模型中 C是国内生产总值 Y的一部分， C 与 Y相互影响，那么 Y 与 u同期相关。这违反了模型中解释变量非随机的假定。估计结果还显示模型存在严重的自相关，普通最小二乘估计量是非有效的。所以选择一个工具变量替代解释变量 Y。选取 Yt-1 作为 原解释变量 Y 的工具变量，得到以下回归模型。 C=-45.76+0.45Y （ -2.24） （ 83.69） R2=0.9962 1=0.45 表示 GDP 每增加 1 元，将有 0.45 元用于消费。 R2 为
4、 0.9962，说明在消费需求的总离差平方和中， 99.62%被样本回归线解释，仅有 0.38%未被解释。因此可知样本回归线对样本点的拟合优度是较高的。给出显著水平 =0.05 ， |t|t0.025（ 28） =2.05，均通过 t 检验，表明 Y对 C有显著影响。 二、结构突变点原因分析 Chow 检验发现 2003 年为结构突变点，南京市 2003 年后消费和收入的增长速度显著高于之前，推动城市经济发展进入新阶段。由于因素影响的滞后，本文认为 2001年 11月中国加入世界贸易组织是该突变点的原因。南京市位于长江下游中部地区，长三角辐射带动中西部地区发展的国家重要门户城市，也是 “ 一带
5、一路 ” 战略与长江经济带战略交汇的节点城市，南京都市圈核心城市，入世经济影响尤为巨大。 我国加入 WTO 后外国大量优质的商品和服务更加便利地进入消费市场，消费者在消费品和服务的数量、品种方面拥有更加广泛的选择范围。 同时关税大幅度降低，国外拥有比较优势的计算机、轿车、通讯设备等价值量较大的产品进入市场，大幅度增加消费需求，同时我国这些领域的中小企业为提高市场占有率而削减价格，进一步刺激消费需求。随着 WTO进程的深入，消费需求结构提升以及消费观念、方式转变推动产业结构升级，住宅、汽车、电子等行业的快速增长带动了工业结构的调整和升级，从而拉动了上游的钢铁、建材、化工、机械设备以及电力、煤炭、
6、石油等能源行业的增长。 为进一步验证加入 WTO 对消费和收入的影响，提高模型精确性，引入虚拟变量 D， 2003 年以前 D=0，入世 影响微弱或没有； 2003 年以后 D=1，加入WTO 对消费和 GDP 都产生显著影响。 建立回归模型： C=0+1D+2Y+3DY+u C=11.34-200.01D+0.39Y+0.08DY R2=0.9976 DW=1.37 R2 为 0.9976，高于引入虚拟变量前的 0.9962，模型拟合优度提高，说明模型引入虚拟变量是有必要的。 三、协整检验和动态修正模型 对 C和 Y 取对数，消除异方差的影响，对序列 lnC 和 lnY 进行单位根检验， l
7、nC、 lnY均为非 平稳数列。而 lnC和 lnY的一阶差分序列为平稳序列，所以 lnY、 lnC 都为一阶单整。 协整回归： lnC=0+1lnY+u lnC=-0.86+0.99lnY （ -12.81） （ 106.41） R2=0.9975 DW=0.73 残差 ADF=-2.45-1.95， u为平稳序列，所以 lnC与 lnY存在协整关系，即长期均衡关系。 u=lnC+0.86-0.99lnY，令 ECMt=u，建立误差修正模型： lnC=0+1lnY+ 3ECMt-1+u lnC=0.07+0.61Y -0.44ECMt-1 其中 lnC 和 lnY 分别 表示对数的消费需求和
8、 GDP 的差分序列， ECMt是非均衡误差， 3*ECMt -1为误差修正项， 3 是修正系数，表示误差修正项对 lnC 的修正速度。误差修正模型说明 GDP 的变化以 0.61 的比例影响消费需求的变化，非均衡误差则以 0.44 的比例影响后一期消费需求的变化，而且模型的参数估计量具有优良特性，不存在虚假回归问题。 四、结语 收入是消费增长的主要原因，同时消费需求也受到 加入 WTO 的影响。因此制定符合我国国情的消费政策，完善收入分配制度，增加居民收入，提高中低收入群体的消费水平，有利于经济发展。同时理性看待 WTO带来的机遇和挑战，抓住机遇，充分发挥 WTO 促进消费增长的积极作用。 参考文献： 陈俊荣，李尚贞 .加入 WTO之后中 ?居民的消费行为分析 J.黑龙江对外经贸， 2008（ 02）： 16-18. 吴婧 .南京经济发展驱动因素研究 J.统计科学与实践， 2016，（ 11）：40-43+62. 李宝仁 .北京市 GDP与居民消费行为的计量经济 分析 J.北京工商大学学报：社会科学版， 2007（ 05）： 87-90.
