嚴(yán)玲

摘要：本文以近20年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用計(jì)量分析，研究了影響居民消費(fèi)水平的因素，并在此基礎(chǔ)上提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平；影響因素

一、引言

居民消費(fèi)水平是根據(jù)使用國(guó)民收入或國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）居民消費(fèi)總額除以平均年人口計(jì)算，反映了一個(gè)國(guó)家或一個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)水平。其受到生產(chǎn)、分配、流通以及社會(huì)等多方面，因此，全面、客觀的分析，不同的影響因素對(duì)消費(fèi)水平的影響，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并在此基礎(chǔ)上，提高消費(fèi)水平是有積極的作用的，對(duì)其進(jìn)行分析有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。

二、設(shè)定

從廣義的角度來(lái)看，消費(fèi)水平的測(cè)定指標(biāo)包括價(jià)值指標(biāo)、實(shí)物指標(biāo)、勞務(wù)消費(fèi)指標(biāo)等。如果以此來(lái)分析影響消費(fèi)水平的因素較為復(fù)雜，所以為方便模型設(shè)定，主要從狹義方面分析即主要從影響消費(fèi)水平的量上分析。對(duì)于模型的設(shè)定，基于伊志宏在《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)》中的論述，考慮了以下因素：經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平、價(jià)格的因素、人口因素。

基于上述理論，模型在居民消費(fèi)水平為解釋變量，家庭可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），人口自然增長(zhǎng)率作為解釋變量進(jìn)行回歸分析模型。模型設(shè)定為其中，Yt為居民消費(fèi)水平，X1為居民家庭可支配收入，X2為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，X3為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，X4為人口自然增長(zhǎng)率。

三、數(shù)據(jù)

本文選取了1991至2011年間，選取了居民家庭可支配收入、CPI、GDP和人口自然增長(zhǎng)率四個(gè)因素分析對(duì)居民消費(fèi)的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

四、模型估計(jì)

1.由于所選數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，并用EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果：

上圖被解釋變量分別為Y、X1、X2、X3、X4，二次差分后均為二階單整序列。然后對(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。對(duì)et序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得出：在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-2.783127，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表示殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.由表1所提供的數(shù)據(jù)，使用EVIEWS3.0，利用最小二乘估計(jì)，計(jì)算的結(jié)果如下：

由圖1可見(jiàn)，該模型R2=0.999588，R2=0.999478，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值9091.37，明顯顯著。但是當(dāng)α=0.05時(shí)t0.025（20—5）=2.131，X2，X3，X4系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，而且X3系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相反，這表明很可能存在多重共線性。由圖2相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。

3.修正多重共線性

采用逐步回歸法解決多重共線性問(wèn)題。分別做Y對(duì)X1，X2，X3，X4的一元回歸，結(jié)果如下：

其中，加入X1的方程R2最大，以X1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。再次加入X2后可決系數(shù)改進(jìn)最大且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著。再分別加入X3，X4后可決系數(shù)未明顯改進(jìn)且參數(shù)t檢驗(yàn)不顯著。在經(jīng)濟(jì)理論中，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與人口自然增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)水平的影響不能忽視，可能因?yàn)槟Ｐ偷脑O(shè)定與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的原因?qū)е聶z驗(yàn)結(jié)果不佳，但在此為保證模型的準(zhǔn)確性，應(yīng)剔除X3，X4。

4.修正后模型回歸結(jié)果

根據(jù)數(shù)據(jù)得到的模型估計(jì)結(jié)果為：Y∧t=571.551+0.405852X1-5.279115X2

五、檢驗(yàn)

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型的結(jié)果說(shuō)明居民消費(fèi)水平受居民家庭可支配收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。在假定其它變量不變的情況下，居民家庭可支配收入每增長(zhǎng)1元，居民消費(fèi)水平就會(huì)增加0.405852元；在假定其它變量不變的情況下，CPI每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)水平就會(huì)減少5.279115元。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1）擬合優(yōu)度：由數(shù)據(jù)中得到R2=0.999509，R2=0.999451，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。

2）F檢驗(yàn)：給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k—1=2和n—k=17的臨界值，F(xiàn)α（2，17）=3.59由于F=17291.16，大于臨界值，說(shuō)明回歸方程顯著。

3）t檢驗(yàn)：在給定顯著性水平α=0.05水平下，查t分布表得t統(tǒng)計(jì)量臨界值為2.110，各解釋變量t值的絕對(duì)值均大于臨界值。說(shuō)明當(dāng)其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“居民家庭可支配收入”、“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”分別對(duì)被解釋變量“居民消費(fèi)水平”有顯著影響。

六、本文結(jié)論

通過(guò)上面的回歸分析中，我們可以得出結(jié)論，居民的可支配收入和消費(fèi)水平，CPI密切，并與實(shí)際數(shù)據(jù)證明居民可支配收入和消費(fèi)水平呈正相關(guān)，居民的消費(fèi)水平與消費(fèi)價(jià)格指數(shù)負(fù)相關(guān)。凱恩斯認(rèn)為，消費(fèi)是一種基本的心理模式：隨著收入的增加，消費(fèi)將增加，但隨著收入的增加，消費(fèi)的增加更多的可支配收入增加，消費(fèi)增長(zhǎng)是有利的。根據(jù)模型的數(shù)據(jù)顯示居民家庭可支配收入對(duì)消費(fèi)水平有顯著影響，這也正證實(shí)了凱恩斯的絕對(duì)收入消費(fèi)理論，認(rèn)為可支配收入對(duì)于消費(fèi)是有絕對(duì)的影響。除了CPI增長(zhǎng)意味著價(jià)格水平上升，人們可以購(gòu)買商品相同的財(cái)富減少，從而導(dǎo)致市場(chǎng)疲軟，消費(fèi)水平下降。因?yàn)镚DP增長(zhǎng)的過(guò)程中計(jì)算固定資產(chǎn)包括長(zhǎng)期投資、消費(fèi)和凈出口三個(gè)因素，所以對(duì)消費(fèi)水平的影響不太顯著。

針對(duì)模型所反映的問(wèn)題，我們可以從以下幾個(gè)方面采取措施進(jìn)一步提高居民消費(fèi)水平：①增加居民可支配收入，提高居民的購(gòu)買力，尤其是提高中低收入階層的收入，降低貧富差距，增加對(duì)城鎮(zhèn)低收入群體的轉(zhuǎn)移支付，縮小居民收入差距。②控制物價(jià)水平，在注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，合理調(diào)控物價(jià)，控制通貨膨脹。③教育引導(dǎo)居民合理消費(fèi)。