李群霞,李爭(zhēng)香

［摘要］ 本文對(duì)影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要因素進(jìn)行了研究，選取了1978-2009年我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和其影響因素的數(shù)據(jù)，建立了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，并對(duì)模型進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，得到了相關(guān)模型，并研究了各解釋變量對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響程度。

［關(guān)鍵詞］ 居民消費(fèi)水平；計(jì)量模型；單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 10. 025

［中圖分類號(hào)］F224；F126［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1673 - 0194（2012）10- 0042- 03

1引言

居民消費(fèi)水平是按國(guó)民收入或國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的使用總量中用于居民消費(fèi)的總額除以年平均人口計(jì)算得到的，它反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)居民的一般消費(fèi)水平。居民消費(fèi)水平是ＧＤＰ中的重要組成部分，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)和研究的熱點(diǎn)。它是指一個(gè)國(guó)家一定時(shí)期內(nèi)人們?cè)谙M(fèi)過(guò)程中對(duì)物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、高速發(fā)展，居民消費(fèi)水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在發(fā)生變化，對(duì)其消費(fèi)水平進(jìn)行研究，具有重要的經(jīng)濟(jì)意義。本文以我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平為研究對(duì)象，對(duì)其影響因素進(jìn)行深入研究，建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和影響因素之間關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用１９７８－２００９年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究各影響因素對(duì)居民消費(fèi)水平的影響效應(yīng)，并對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證模型的正確性。

2城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的選擇

影響消費(fèi)的因素有很多，比如居民的收入、物價(jià)水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、個(gè)人消費(fèi)偏好、利率水平、家庭財(cái)產(chǎn)狀況、消費(fèi)者年齡構(gòu)成、風(fēng)俗習(xí)慣等。收入是影響消費(fèi)的最重要因素，本文考慮城鎮(zhèn)居民的人均收入對(duì)消費(fèi)水平的影響。商品價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響也很重要，而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是綜合反映商品價(jià)格變動(dòng)的相對(duì)數(shù)，所以應(yīng)將城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為一個(gè)影響因素。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是公認(rèn)的衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)狀況的指標(biāo)，因此要選擇人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為居民消費(fèi)水平計(jì)量分析的影響因素之一。同時(shí)，居民消費(fèi)水平既受當(dāng)前收入水平影響之外又受前期消費(fèi)水平的影響，因此前一期居民消費(fèi)水平也作為影響因素進(jìn)行研究。

綜上所述，本文以分析我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素為目的，選擇了１９７８－２００９年的數(shù)據(jù)為樣本。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平作為解釋變量（Ｙ）。城鎮(zhèn)居民人均收入（Ｘ１）、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（Ｘ２）、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Ｘ３）、上一期居民消費(fèi)水平（Ｘ４）。

3數(shù)據(jù)的搜集與模型的建立

３．１ 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的多因素分析

利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０軟件進(jìn)行分析，采用最小二乘法進(jìn)行回歸分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由散點(diǎn)圖觀察變量間的關(guān)系，可以看出自變量和因變量間呈線性關(guān)系，因此，設(shè)定模型為：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+εi（1）

式中，x4為上一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平，為被解釋變量滯后一期生成；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)，得到的回歸方程如式（2）。

y=-21.068+0.231x1-0.395x2+0.115x3+0.299x4

從回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.999 9，擬合優(yōu)度非常高。Ｆ統(tǒng)計(jì)量＝５６ ６６３．５２，模型總體顯著。解釋變量x2的ｔ統(tǒng)計(jì)量沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，初步判斷方程中存在著多重共線性。

３．２ 模型的修正

采用逐步回歸法消除多重共線性。將被解釋變量分別與每一個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下：

（１）y=-169.467+0.591x1

（－３．１５５） （６９．６７１）此處數(shù)據(jù)為對(duì)應(yīng)參數(shù)的ｔ統(tǒng)計(jì)量數(shù)值，以下相同。R2=0.993 8，Ｆ＝４ ８５４．１８４。

（２）y=-1 708.702+14.306x2

（－１３．５６１） （３９．５４９） Ｒ２＝０．９８１，Ｆ＝１ ５６４．１４９。

（３）Y=326.718+0.360x3

（４．６４３） （４８．０９８） R2=0.987，Ｆ＝２ ３１３．３９９。

（４）y=25.327+1.109x4

（０．６７７） （９７．８９４） R2=0.997，Ｆ＝９ ５８３．３７２。

上述4個(gè)一元一次方程中，可決系數(shù)從大到小依次為x４，x１，x３，x2，說(shuō)明對(duì)于被解釋變量城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平而言，上一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對(duì)其影響最大，其次為城鎮(zhèn)居民人均收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。因此，以上一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平為基礎(chǔ)，依次加入其他因素后可以獲得最終回歸方程，形式如下，具體參數(shù)見(jiàn)表２。

y=22.240+0.294x4+0.249x1+0.115x3

從回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.999 9，擬合優(yōu)度非常高。Ｆ統(tǒng)計(jì)量＝７３ ５４３．１８，模型總體顯著。各解釋變量的ｔ統(tǒng)計(jì)量在α=0.05時(shí)均通過(guò)檢驗(yàn)，模型有效。

由數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知：上一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)１元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均增長(zhǎng)０．２９４元。城鎮(zhèn)居民人均收入每增長(zhǎng)１元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均增長(zhǎng)０．２４９元。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)１元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均增長(zhǎng)０．１１５元。這說(shuō)明增加居民人均收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)拉動(dòng)居民消費(fèi)水平作用明顯。

4模型的檢驗(yàn)

４．１ 檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性

經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論是建立在時(shí)間序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，因此要對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。采用ＡＤＦ檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表３所示。

注：（Ｃ，Ｔ，Ｋ）表示ＡＤＦ檢驗(yàn)式是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)以及滯后期數(shù)。

單位根檢驗(yàn)結(jié)論表明，解釋變量和被解釋變量的時(shí)間序列均存在單位根，２次差分后在１％的顯著性水平上通過(guò)ＡＤＦ平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此各變量為二階單整過(guò)程。

不平穩(wěn)的時(shí)間序列不能直接進(jìn)行回歸分析，要先對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，觀察變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的單整變量的回歸為偽回歸。協(xié)整檢驗(yàn)要求被解釋變量的單整階數(shù)要小于或者等于解釋變量的單整階數(shù)，有兩個(gè)或兩個(gè)以上的解釋變量的時(shí)候，解釋變量的單整階數(shù)要相同。如表３所示，被解釋變量Ｙ和解釋變量Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３、Ｘ４單整階數(shù)相同，因此可以做協(xié)整檢驗(yàn)。

４．２ 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)解釋變量城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和解釋變量人均國(guó)民收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表４、５所示。

由表４、５可知，在５％的顯著性水平下，最大特征根檢驗(yàn)和特征根跡檢驗(yàn)都拒絕原假設(shè)，說(shuō)明解釋變量和被解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。因此，本文建立的回歸模型不存在偽回歸問(wèn)題。

４．３ 模型的評(píng)價(jià)

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文所建立模型通過(guò)了初步檢驗(yàn)，解釋變量系數(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論和預(yù)期，解釋變量和截距項(xiàng)的系數(shù)在５％的顯著性水平下均通過(guò)了ｔ檢驗(yàn)，說(shuō)明本文所考慮的解釋變量對(duì)被解釋變量具有非常明顯的影響。擬合優(yōu)度為０．９９９ ９，表明變量間相關(guān)程度非常高，方程擬合效果好。最終模型形式表明，前一期的居民消費(fèi)水平、人均國(guó)民收入和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)水平的影響非常顯著，其中對(duì)前一期的居民消費(fèi)水平影響最大。

5結(jié)論

本文對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素進(jìn)行了計(jì)量分析，居民消費(fèi)水平受很多因素的影響。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響最大的因素是前一期的居民消費(fèi)水平，其次為人均國(guó)民收入和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。因此，應(yīng)大力發(fā)展生產(chǎn)力，提高居民整體收入水平，提升我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值整體水平，改變居民消費(fèi)觀念，刺激消費(fèi)，挖掘更多潛在可實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展。

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