張威

（湖北經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430205）

武漢居民消費水平的影響因素分析

張威

（湖北經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430205）

在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，我們要改變過去依靠投資和出口帶動經(jīng)濟發(fā)展的模式，以實現(xiàn)靠消費的增加帶動經(jīng)濟發(fā)展的模式。本文運用1980-2013年武漢市的年度數(shù)據(jù)，運用回歸分析方法對人均消費、人均可支配收入以及價格指數(shù)三者之間的關(guān)系進行實證分析。結(jié)果表明人均消費與價格指數(shù)沒有顯著的關(guān)系，而且在消除價格因素后，人均消費與人均可支配收入有很顯著的關(guān)系。因此，要實現(xiàn)靠消費的增加帶動經(jīng)濟的模式，應(yīng)增加人們的可支配收入。

居民消費水平；影響因素；回歸分析

一、引言

改革開放以來中國經(jīng)濟取得了飛速發(fā)展，國家經(jīng)濟基本上是按照“三步走”發(fā)展戰(zhàn)略前進：由中國統(tǒng)計年鑒可知，1989年的國民總收入為1.7萬億元是1980年國民總收入0.45萬億的三倍多；2000年的國民總收入為9.8萬億元是1990年國民總收入1.87萬億的4倍多；相信到本世紀中葉，人均國民生產(chǎn)總值能夠達到中等發(fā)達國家的水平。消費、投資和出口是推動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。西方發(fā)達國家的居民消費支出占其國內(nèi)生產(chǎn)總值的70%左右，而我國只占30%-40%。這說明我國居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻非常不足。因而，要保持國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)定快速的增長，就應(yīng)該盡快轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟發(fā)展模式，增加內(nèi)需。

就大城市而言，武漢地區(qū)的生產(chǎn)總值排在全國前列。然而武漢的消費水平也表現(xiàn)出不足的特點。2001-2013年，武漢人均生產(chǎn)總值和人均消費支出增長較為緩慢，2005年以后，兩者開始大幅增長。但是隨著時間的推移，兩者的差額越來越大，即人均消費支出占人均生產(chǎn)的比率越來越小。這個比值 （即人均消費率）分別為 42.8%、42.8%、42.2%、39.0%、38.7%、37.2%、36.3%、34.4%、34.4%、34.9%、32.4%，這說明武漢居民的消費水平保持著較低水平。而根據(jù)經(jīng)濟理論，從長期來看，消費是帶動某一地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力。而且從歷史上看，1923年的美國經(jīng)濟大蕭條最主要是由于社會總需求不足造成的，羅斯福解決這一危機的法寶就是擴大社會總需求。所以擴大武漢這一地區(qū)的消費水平有利于避免因總需求不足造成的經(jīng)濟蕭條，進而有利于經(jīng)濟在長期中穩(wěn)定快速地增長。因此，首先我們要做的是了解影響武漢消費水平的主要因素，然后具體分析各因素對消費的影響。本文以武漢市居民為研究對象，找出影響消費的主要因素，進而為增加內(nèi)需提供些建議。

二、文獻綜述

自從宏觀經(jīng)濟學(xué)產(chǎn)生以后，不少西方經(jīng)濟學(xué)家就對消費做了大量的研究。這是因為消費函數(shù)理論是宏觀經(jīng)濟學(xué)的基礎(chǔ)理論之一，也是國民收入核算體系中的重要部分。消費函數(shù)理論最先是由凱恩斯提出來的，其后一些經(jīng)濟學(xué)家對其不斷進行補充和修改，至今消費函數(shù)理論較為成熟。

（一）國外關(guān)于消費的研究

在西方，盡管關(guān)于消費的理論比較成熟，但仍然有部分學(xué)者對消費理論充滿著興趣和熱情，他們大都是研究居民的消費行為及消費傾向。同時也有一些學(xué)者仍對凱恩斯的理論感興趣，他們有的贊同，有的則不贊同。斯蒂格里茨（1997）認為凱恩斯的“流動性偏好理論”暗含了政府可以通過調(diào)控支出而正面影響居民消費的機制，因為根據(jù)其理論，政府增加支出可以刺激居民消費。而Bailey等（1971）對此提出了異議，他認為政府支出對居民消費具有擠出效應(yīng)；Barro（1981）利用一般均衡模型和持久收入理論探討了政府消費和服務(wù)支出對居民消費的影響，也認為存在擠出效應(yīng)。

（二）國內(nèi)關(guān)于消費的研究

由于中國一段時間處于馬克思經(jīng)濟的理論統(tǒng)治之中，因此西方經(jīng)濟學(xué)直到很晚才傳入中國，因此人們對消費理論的研究也就比較晚了。他們主要是對中國的消費函數(shù)進行研究，研究的方法主要是理論演繹法和經(jīng)驗歸納法。理論演繹法主要是從某種理論框架出發(fā)，并把其中的制度特點考慮進去，從而推導(dǎo)出一個消費函數(shù)，并進行統(tǒng)計檢驗。如1986年，烏家培、張守一在《中國宏觀經(jīng)濟模型研究》一書中以相對收入假說理論為模版，建立中國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)；2000年余永定、李軍在《中國居民消費函數(shù)的理論與經(jīng)驗證》以生命周期和永久收入假說理論為框架，建立了中國宏觀消費函數(shù)，得出消費與實際收入，初始儲蓄，價格水平有關(guān)系。經(jīng)驗歸納法主要是根據(jù)經(jīng)驗數(shù)據(jù)找出與需求有關(guān)的變量，運用計量經(jīng)濟學(xué)方法得出各解釋變量的系數(shù)，然后進行統(tǒng)計檢驗，直到得出令人滿意的結(jié)果。本文也采用這種方法，根據(jù)前人對消費函數(shù)的研究，具體以武漢市為例，來分析影響居民消費因素，進而為解決內(nèi)需不足的問題提供一些建議。

三、實證分析

（一）基本模型

根據(jù)上文的分析，可以大致得到這樣的結(jié)論：消費支出應(yīng)與收入水平呈正相關(guān)，與現(xiàn)期價格水平呈負相關(guān)。據(jù)此建立如下模型：

其中Y為武漢市城市居民人均消費支出，X1為武漢市城市居民人均可支配收入，X2為武漢市居民消費價格指數(shù)，α為常數(shù)，β為邊際消費傾向，δ為待估參數(shù)，ε為隨機誤差項。

本文的數(shù)據(jù)都來自《武漢統(tǒng)計年鑒》，選取1980-2013年的數(shù)據(jù)。利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews7.2,對該模型進行最小二乘法，得到如下的結(jié)果：

其中，相對應(yīng)的t統(tǒng)計值分別為1.37、60.79、-0.93，樣本的可決系數(shù)R-squared為0.993，修正樣本可決系數(shù)Adjusted R-squared為0.992。

（二）模型的檢驗與修正

1.經(jīng)濟意義檢驗

由回歸結(jié)果可知，邊際消費傾向β=0.68，表示城鎮(zhèn)居民全年的消費支出隨著可支配收入增加1單位而增加0.68個單位，由于其大于0而小于1，故該回歸系數(shù)的符號、大小都與經(jīng)濟理論相符合；δ=-12.07，表示城鎮(zhèn)居民全年消費品隨著消費者價格指數(shù)的增加而降低，故該回歸系數(shù)的符號與經(jīng)濟理論相符合。

2.擬合優(yōu)度檢驗

樣本的可決系數(shù)為：R-squared=0.993，修正樣本可決系數(shù)為：Adjusted R-squared=0.992。由這兩個可決系數(shù)可以看到，估計的樣本回歸方程較好地擬合了樣本觀測值。

3.t檢驗

提出檢驗的原假設(shè)H0：β=δ=0。由回歸結(jié)果知t統(tǒng)計量為：參數(shù)β的t-Statistic=60.79；參數(shù)δ的t-Statistic=-0.93，給定0.05的顯著性水平，從《t分布百分位數(shù)表》查出自由度為31的t分布雙側(cè)分位數(shù)為2.05。因為60.79>2.05，說明系數(shù)β顯著，故否定原假設(shè)H0：β=0，即可以認為武漢城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費支出有顯著的影響；｜-0.93—=0.93< 2.05，說明δ不顯著，所以不否定原假設(shè)H0：δ=0，即可以得出消費者價格指數(shù)對人均消費支出沒有顯著的影響。綜合上述可以得出結(jié)論：只有是顯著的，其余兩個均不顯著。由于價格因素在理論上有依據(jù)，在數(shù)據(jù)上又能很好的展現(xiàn)出來，但在這里卻不顯著，可能是存在多重共線的問題，故需對模型進行修正。

4.模型的修正

由其中可以看出X2的系數(shù)不顯著，分析其中的原因，可能是價格波動較大。為了避免這種不顯著的尷尬局面，最好的辦法是剔除這種波動的價格因素,故在模型兩邊同時除以X2，從而使模型變?yōu)椋?/p>

其中Y為武漢市城市居民人均實際消費支出，X3為武漢市城市居民人均實際可支配收入，a為常數(shù)，b為邊際消費傾向，v為隨機誤差項。

再次利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews7.2，對該模型進行最小二乘法，得到如下的結(jié)果：

其中，相對應(yīng)的t統(tǒng)計值分別為4.95、63.3，樣本的可決系數(shù)R-squared為0.99,2。

（三）模型結(jié)果分析

由式（4）可得到樣本回歸方程的斜率為0.683，說明消費者的邊際消費傾向為0.683，即隨著實際人均可支配收入增加1元，消費者會拿出0.683元進行消費，而余下的部分會用于儲蓄。截距項為5.785，說明消費者的自發(fā)消費為5.785元，即表示消費者在沒有收入來源的情況下仍然會進行生存所必需的消費。消費者的邊際消費傾向為0.683，說明消費者將增加的收入大部分用于消費，這應(yīng)該提高消費水平，但事實上消費水平卻很低，原因可能是消費保障不足。

近年來，一些商家為了賺得豐厚的利潤，不惜做一些對消費者不利的行為，嚴重損害了消費者的利益，導(dǎo)致消費者在消費時沒有安全感，這也是導(dǎo)致居民消費水平下降的一個重要因素。如三鹿奶粉事件，為了增加奶粉的含氮量，竟然在奶粉里加入三聚氰胺，而且導(dǎo)致奶粉沒有足夠的營養(yǎng)，嚴重損害了嬰兒大腦的發(fā)育，導(dǎo)致形成大頭娃娃。雖然這一問題得到解決，但是在目前我國市場經(jīng)濟還不完善的情況下，還不知道有多少這樣類似的事情潛藏在市場中，給消費者帶來嚴重的損害，消費者因此不能放心的消費，這導(dǎo)致消費水平表現(xiàn)得更加低下。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用《武漢統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)，對影響武漢市城市居民的消費水平的因素進行了一些探討，盡管得出的結(jié)果有些不太令人滿意，但仍具有一些理論上的意義，并依此結(jié)果給出提高消費的幾點建議：

（一）增加可支配收入

由模型結(jié)果可知，消費支出主要取決于可支配收入：可支配收入越大，消費支出也越大。因此提高武漢居民的消費水平，最根本是要增加居民的可支配收入。增加可支配收入主要是增加居民的總收入，這就需要增加居民的工資性收入同時鼓勵居民擴展收入來源，比如進行風(fēng)險較小的私人投資；另一方面對居民購買部分奢侈品時進行適當補貼，增加消費者的購買力。

（二）保障消費安全

完善消費安全保障措施，使消費者能放心地進行消費，這樣居民的支出就會上升。（1）完善食品安全法律體系，保護消費者的權(quán)益。這樣，在消費者權(quán)益受到損害時，可以得到法律的幫助，同時給不法商者以嚴厲的懲罰，加大他們違法的成本；（2）加強對食品質(zhì)量的安全監(jiān)管，從源頭上阻止損害消費者行為的事情；（3）加大食品安全知識的宣傳力度。有時消費者由于信息不對稱，只能從主觀情緒上判斷好壞，時常會陷入圈套。通過宣傳食品安全方面的知識，可以使消費者具有辨別好壞的能力，從而可以減少商家下手的機會。

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