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在利率对消费的影响的实证研究中，关于利率对不同发展程度地区消费的影响的研究分析并不多。然而，经济发展程度不同的地区的居民消费水平受利率的影响是否一致也是值得分析研究的。因此，本文将会从这一角度来研究分析2007-2012年利率对我国东中西部三大地区的消费的影响。
一、变量的分析与选取
1.变量的选取
消费的变化涉及多个影响因素，如利率、可支配收入、储蓄、货币供应量、消费者物价指数、消费者心理预期、社会保障制度等。由于消费者心理预期和社会保障制度这两个因素不能实际度量且无法获得其观测值，所以不宜作为变量列入计量经济模型；在研究利率对消费的影响的过程中，利率必然要作为一个自变量，然而，利率与储蓄、货币供应量、消费者物价指数之间常常存在一定的相关性。由于随机扰动项μ存在以下假设：零均值、同方差、无自相关、服从正态分布，为了避免所建模型产生多重共线性和自相关性，因此，储蓄、货币供应量、消费者物价指数也不宜作为变量列入计量经济模型，应将其列入随机扰动项μ，表示这些因素对消费的综合影响。本文选取的自变量为利率与人均可支配收入，因变量为消费水平。
2.数据的选取
为了更好地体现出利率的变动性，本实证分析采用的是我国的基准利率SHIBOR的季度数据来作为利率数据。
要对我国东中西部三个地区的消费水平进行研究，我们要采用的数据应该是地区数据，由于在中国统计年鉴上得到的城镇居民人均现金消费支出和居民人均可支配收入的数据是省份的季度数据，因此，我就用城镇居民人均现金消费支出的数据来表示消费水平的数据，并且将2007-2012年的省份季度数据进行处理得到东部、中部、西部地区的季度数据。
数据处理如下：
各地区城镇居民消费水平=（Σ每个地区各省的城镇居民消费水平×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和
各地区城镇居民人均可支配收入=（Σ每个地区各省的城镇居民人均可支配收入×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和。
按照以上的计算方法逐年计算，可得到2007-2012年三个地区的城镇居民消费水平和城镇居民人均可支配收入的季度数据。
二、建立模型
通过对变量之间的关系进行分析，分别对东中西部地区建立相应的模型，然后使用Eviews6.0软件对数据进行处理。
1.对东部地区的研究
（1）模型的提出
结合图3.1和3.2可以看出2007-2012年我国东部地区消费水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的变动情况，消费水平、利率和人均可支配收入都是周期变化的。由于对数模型可以在一定程度上避免变量之间的剧烈波动，因此将模型建立为：
lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ
（μ为随机扰动项，βn为随机参数）
建立对数模型的意義是研究利率和人均可支配收入的变动对消费增长率的影响。
（2）参数估计
得到模型的参数估计结果：
根据表3.1中的数据，得到该模型的DW=0.6014，查DW统计表可知：对于样本量为24，两个解释变量的模型，在给定显著水平为0.05时的情况下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014 （3）自相关性的处理
运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：
（4）模型检验
拟合优度检验：因为该模型的R2=0.9998和修正的可决系数为0.9997。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即利率和东部地区城镇居民的人均可支配收入共同对该地区的消费变化的解释能力达到99.98%。
F检验：假设β2=β3=0，拒绝原假设的条件是临界值小于F值。在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49 t检验：分别假设β1=0，β2=0，β3=0，当t值比临界值要大时候拒绝原假设。显著性水平为0.05时，由于t0.05（20）=2.086<|t（β1）=-5.8446|，t0.05（20）=2.086|t（β2）=-0.513|，所以原假设β2=0不成立。这说明：利率对东部地区城镇居民消费水平的影响不显著。
2.对中部地区的研究
（1）参数估计
根据上文的分析方法，得到该模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451 （2）自相关性的处理
运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：
DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此时模型不存在自相关性。
最终得到的模型方程式为：
（3）模型检验
拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9993和修正的可决系数为0.9991。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到99.93%。
F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49 3.对西部地区的研究
（1）参数估计
根据上文的分析方法，得到该模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此说明模型中不存在自相关性。
因此，得到的模型为：
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）模型检验
拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9844和修正的可决系数为0.9829。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到98.44%。
F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49 t检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于t0.05（20）=2.086，运用前面的检验方法可以得出：在其他因素不变的情况下，西部地区城镇居民的人均可支配收入对该地区的消费水平的影响是显著的；西部地区城镇居民的消费水平受到利率的影响不显著。
三、结论
1.实证结论
用我国东部、中部和西部地区2007-2012年的相关数据做实证分析，得到我國东中西部三个地区的模型方程式：
东部地区：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；
中部地区：lnMCONSUME=-0.895-0.003lnMR+1.041lnMINCOME；
西部地区：lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME。
由以上方程可以得出以下结论：
（1）在东部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动一个百分点，消费水平会同方向变动1.095个百分点。其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反方向的，但这影响不显著且影响程度很小。
（2）在中部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平也同样存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动1%，消费水平会同方向变动1.041%。然而，其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反向的，但这影响不显著且影响程度很小。
（3）在西部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平同样存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动一个百分点，消费水平会同方向变动0.961个百分点。其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反向的，但这影响不显著且影响程度较小。
综上所述，我国东中西部地区的人均可支配收入分别与该各地区消费水平存在显著的正相关关系，且人均可支配收入对东部地区的消费水平的影响是最大的，中部地区其次，西部地区最小。利率与我国东中西部地区的消费水平存在不显著的负相关关系，且影响程度都非常小。
（作者单位：广东财经大学金融学院）
一、变量的分析与选取
1.变量的选取
消费的变化涉及多个影响因素，如利率、可支配收入、储蓄、货币供应量、消费者物价指数、消费者心理预期、社会保障制度等。由于消费者心理预期和社会保障制度这两个因素不能实际度量且无法获得其观测值，所以不宜作为变量列入计量经济模型；在研究利率对消费的影响的过程中，利率必然要作为一个自变量，然而，利率与储蓄、货币供应量、消费者物价指数之间常常存在一定的相关性。由于随机扰动项μ存在以下假设：零均值、同方差、无自相关、服从正态分布，为了避免所建模型产生多重共线性和自相关性，因此，储蓄、货币供应量、消费者物价指数也不宜作为变量列入计量经济模型，应将其列入随机扰动项μ，表示这些因素对消费的综合影响。本文选取的自变量为利率与人均可支配收入，因变量为消费水平。
2.数据的选取
为了更好地体现出利率的变动性，本实证分析采用的是我国的基准利率SHIBOR的季度数据来作为利率数据。
要对我国东中西部三个地区的消费水平进行研究，我们要采用的数据应该是地区数据，由于在中国统计年鉴上得到的城镇居民人均现金消费支出和居民人均可支配收入的数据是省份的季度数据，因此，我就用城镇居民人均现金消费支出的数据来表示消费水平的数据，并且将2007-2012年的省份季度数据进行处理得到东部、中部、西部地区的季度数据。
数据处理如下：
各地区城镇居民消费水平=（Σ每个地区各省的城镇居民消费水平×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和
各地区城镇居民人均可支配收入=（Σ每个地区各省的城镇居民人均可支配收入×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和。
按照以上的计算方法逐年计算，可得到2007-2012年三个地区的城镇居民消费水平和城镇居民人均可支配收入的季度数据。
二、建立模型
通过对变量之间的关系进行分析，分别对东中西部地区建立相应的模型，然后使用Eviews6.0软件对数据进行处理。
1.对东部地区的研究
（1）模型的提出
结合图3.1和3.2可以看出2007-2012年我国东部地区消费水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的变动情况，消费水平、利率和人均可支配收入都是周期变化的。由于对数模型可以在一定程度上避免变量之间的剧烈波动，因此将模型建立为：
lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ
（μ为随机扰动项，βn为随机参数）
建立对数模型的意義是研究利率和人均可支配收入的变动对消费增长率的影响。
（2）参数估计
得到模型的参数估计结果：
根据表3.1中的数据，得到该模型的DW=0.6014，查DW统计表可知：对于样本量为24，两个解释变量的模型，在给定显著水平为0.05时的情况下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014
运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：
（4）模型检验
拟合优度检验：因为该模型的R2=0.9998和修正的可决系数为0.9997。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即利率和东部地区城镇居民的人均可支配收入共同对该地区的消费变化的解释能力达到99.98%。
F检验：假设β2=β3=0，拒绝原假设的条件是临界值小于F值。在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49
2.对中部地区的研究
（1）参数估计
根据上文的分析方法，得到该模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451
运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：
DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此时模型不存在自相关性。
最终得到的模型方程式为：
（3）模型检验
拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9993和修正的可决系数为0.9991。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到99.93%。
F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49
（1）参数估计
根据上文的分析方法，得到该模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此说明模型中不存在自相关性。
因此，得到的模型为：
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）模型检验
拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9844和修正的可决系数为0.9829。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到98.44%。
F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49
三、结论
1.实证结论
用我国东部、中部和西部地区2007-2012年的相关数据做实证分析，得到我國东中西部三个地区的模型方程式：
东部地区：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；
中部地区：lnMCONSUME=-0.895-0.003lnMR+1.041lnMINCOME；
西部地区：lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME。
由以上方程可以得出以下结论：
（1）在东部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动一个百分点，消费水平会同方向变动1.095个百分点。其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反方向的，但这影响不显著且影响程度很小。
（2）在中部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平也同样存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动1%，消费水平会同方向变动1.041%。然而，其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反向的，但这影响不显著且影响程度很小。
（3）在西部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平同样存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动一个百分点，消费水平会同方向变动0.961个百分点。其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反向的，但这影响不显著且影响程度较小。
综上所述，我国东中西部地区的人均可支配收入分别与该各地区消费水平存在显著的正相关关系，且人均可支配收入对东部地区的消费水平的影响是最大的，中部地区其次，西部地区最小。利率与我国东中西部地区的消费水平存在不显著的负相关关系，且影响程度都非常小。
（作者单位：广东财经大学金融学院）