一、引言

（一）背景。黨的十八大以來，國家提出了“一帶一路”對外開放格局和構(gòu)建雄安新區(qū)的偉大構(gòu)想，我國經(jīng)濟得到進一步提高，經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀十分良好。根據(jù)西方經(jīng)濟學的基本原理，拉動經(jīng)濟的三駕馬車分別是消費，投資以及凈出口。在我國改革開放至今，為發(fā)展經(jīng)濟，在投資和進出口方面都做的十分出色。投資方面，最先成為我國支柱產(chǎn)業(yè)的是房地產(chǎn)行業(yè)投資，并帶動我國經(jīng)濟很大發(fā)展。另外在進出口方面，我國一直是世界上名列前茅的商品和服務貿(mào)易大國，并長期處于貿(mào)易順差的狀況。為我國帶來巨大的外匯儲備以及經(jīng)濟增長。但是由于人們偏好儲蓄的心理以及從貧困到現(xiàn)在的基本小康的實現(xiàn)，人們在享受經(jīng)濟發(fā)展帶來的生活水平改變的同時，仍在保持精簡節(jié)約的生活習慣。所以在消費方面，我國消費水平一直不高，增長潛力巨大，其成為拉動我國經(jīng)濟增長的動力日益重要。

（二）研究意義。本文從河北省城鎮(zhèn)居民消費角度出發(fā)，研究影響河北省城鎮(zhèn)居民消費支出因素，從而找出制約河北省城鎮(zhèn)居民消費水平的相關原因，進而提出相應的建議，提升消費水平。

（三）河北省城鎮(zhèn)居民消費支出現(xiàn)狀。根據(jù)近20 年以來河北省城鎮(zhèn)居民消費水平支出的數(shù)據(jù)，1995 年河北省城鎮(zhèn)居民消費支出僅為3397.3 元，而到了2018 年達到人均23446元，增長幅度達到了6.9 倍，表明河北省城鎮(zhèn)居民的生活水平發(fā)生了翻天覆地的變化。

二、影響城鎮(zhèn)居民消費人均消費水平的變量選取

在現(xiàn)實生活中，影響河北城鎮(zhèn)居民全年人均消費水平的因素有很多，主要有河北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、河北省城市居民消費價格指數(shù)、河北省常住人口自然增長率和人均GDP。另外，為了使數(shù)據(jù)具有較高的可信度，本文選取1995 年-2018 年的數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)。故本文選取的變量主要是：

（一）被解釋變量。河北城鎮(zhèn)居民消費支出水平

（二）解釋變量。1.河北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）。城鎮(zhèn)居民可支配收入是指城鎮(zhèn)居民獲得的經(jīng)過初次分配與再分配后的收入。可支配收入可用于居民的最終消費、非義務必支出以及儲蓄。收入是影響居民消費多少的重要決定因素，收入的多少和收入的穩(wěn)定程度都對居民消費有很大的影響。城鎮(zhèn)居民的收入水平?jīng)Q定了他們的購買需求的多少和購買能力的大小。2.河北省城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)。城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)是一種相對數(shù)，能夠反映城鎮(zhèn)居民家庭所購買的生活消費品價格以及服務項目價格變動的趨勢。城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)可以反映城鎮(zhèn)居民家庭一般所購買的消費品以及服務項目價格水平變動情況的經(jīng)濟指標。很顯然，居民消費價格指數(shù)能反映我國今年來所有商品的價格上升情況，這樣在必然影響到河北省城鎮(zhèn)居民的消費水平。3.人口自然增長率（‰）。人口自然增長率指在一年內(nèi)，出生的人口數(shù)減去死亡的人口數(shù)與該時期內(nèi)平均人口數(shù)之比。人口自然增長率能夠體現(xiàn)人口的發(fā)展速度，并且根據(jù)發(fā)展速度能夠制定相應的人口計劃，從而對人口的增長程度進行預測。人口的規(guī)模和人口的增長程度會直接影響消費水平。如果人口自然增長率慢于消費總額增長率，消費水平必將較快的提高；反之，消費水平必將下降。因此選擇人口自然增長率作為研究的因素之一。4.河北省人均GDP。人們通過了解人均國內(nèi)生產(chǎn)總值可以對一個國家或者地區(qū)的宏觀經(jīng)濟情況有一個初步的了解。人均GDP 是最重要的宏觀經(jīng)濟指標之一。將一個國家或者地區(qū)通常是一年內(nèi)的實現(xiàn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與這個國家的常住人口相比進行計算，得到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，是衡量各國人民生活水平的一個標準。對研究地區(qū)的消費水平有著重要的意義。

三、數(shù)據(jù)選取與模型建立

（一）數(shù)據(jù)選取

為了使數(shù)據(jù)具有更高的可信度，具有更高的普遍性，本文選用的數(shù)據(jù)是1995 年到2018 年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于河北省統(tǒng)計年鑒，具體如下：

表1 模型數(shù)據(jù)

（二）模型建立

根據(jù)選取的解釋變量與被解釋變量，初步對模型進行假定，假定模型為

在此式中：

Y=河北城鎮(zhèn)居民消費支出水平（元）

X1=河北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(元)

X2=河北省城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（上年=100）

X3=人口自然增長率(‰)

X4=河北省人均GDP

β為待估參數(shù)，ε為隨機誤差項

四、計量分析

（一）最小二乘法

利用計量軟件Eviews 進行相應的計量分析，點擊 QuickEstimate Equation，出現(xiàn)對話框，輸入“X1 X2 X3 X4”默認使用最小二乘法進行回歸分析，得到多元線性方程模型參數(shù)估計結(jié)果。

從回歸結(jié)果來看，R2=0.994048 表明模型對樣本觀測值擬合度比較好，回歸結(jié)果F=967.1789 大于臨界值，表明模型變量之間具有線性關系。但是從t 檢驗來看，在5%的顯著水平下，PGT 和GDP 通過了T 檢驗，在10%的顯著水平下，AVT 也通過了T 檢驗。然PCT 未通過T 檢驗，說明其對解釋變量的影響不夠顯著。在整體上看，在普通最小二乘法的估計下，模型的可決系數(shù)R2和 F 值較大，但參數(shù)估計值的 t檢驗值較小，說明各解釋變量對 Y 的聯(lián)合線性作用顯著，但是 X1，X2 兩個變量并沒有通過 t 檢驗，表明多重共線性存在于兩個變量之間。

（二）多重共線性檢驗

由于通過上步的結(jié)果中我們觀測到R2和 F 的統(tǒng)計值都比較大，但是 t 檢驗中，各個解釋變量的值都比較小，因此解釋變量可能對被解釋變量有聯(lián)合線性顯著，但是也表明各解釋變量之間也可能存在多重共線性。模型中的解釋變量之間容易存在相關性，因此需要對其進行多重共線性檢驗，首先選中變量的相關數(shù)據(jù)，計算其兩兩的相關系數(shù)，得到相關矩陣表。

我們?nèi)?.4 為參考值，可以發(fā)現(xiàn)X1 與X4 之間的相關系數(shù)，X2 與X3 之間的相關系數(shù)大于0.4，由此我們可以確定方程是存在多重共線性的。

（三）多重共線性修正

初始回歸模型的確定

我們運用Eviews 以Y 為解釋變量分別對X1 X2 X3 X4進行回歸，建立一元線性回歸模型。

表2 常數(shù)項與X1 回歸

我們可以看出，回歸方程為Y=1759.377+0.661434X1

R2=0.975465 DW=0.246720 F=834.9262

表3 常數(shù)項與X2 回歸

回歸方程為Y=37143.79-0.017402X2

R2=0.028843 F=0.623702 DW=0.051021

表4 常數(shù)項與X3 回歸

回歸方程為：Y=8796.768+267.6991X3

R2=0.001063 F=0.22346 DW=0.026760

表5 常數(shù)項與X4 回歸

回歸方程Y=2170.635+0.395750X4

R2=0.991566 F=2468.783 DW=0.549227

根據(jù)一元回歸方程可得解釋變量X4 對Y 的影響最大，并且通過檢驗，而且擬合度比較好，我們以X4 為初始變量，開始進行逐步回歸。

（四）逐步回歸

用Y 對X1 X4 進行回歸，經(jīng)過軟件分析后，在保留X4的基礎上，添加解釋變量X1，并且通過最小二乘法檢驗，我們發(fā)現(xiàn)擬合度較好，并且F 檢驗大于臨界值，且X1 X4 在置信度也通過了置信度百分之5 的t 檢驗，故保留X1。

表6 Y 與X1 X4 回歸

回歸方程為：Y=7802.54+0.063163X1-54.99227X2+0.356768X4

R2=0.993151 F=918.4372 DW=1.614012

在保留解釋變量 X1，X4 的基礎下，增加解釋變量 X2，通過最小二乘法回歸結(jié)果可以得 出，在置信度為 5%下的 t檢驗，X1，X2，X4 均通過，并且在引入解釋變量 X5 之后，R2達到0.993151，可見擬合優(yōu)度繼續(xù)增加，并且 F 檢驗值遠遠大于臨界值，方程整體線性關系顯著，所以保留解釋變量X4。因為X3 的R2最小所以舍去X3。最后我們得到回歸方程為Y=7802.54+0.063163X1-54.99227X2+0.356768X4。

（五）模型檢驗

1.經(jīng)濟意義檢驗

我們最后去除多重共線性的回歸方程為：

Y=7802.54+0.063163X1-54.99227X2+0.356768X4

我們可以發(fā)現(xiàn)β1＞0，β2＜0，β4＞0。β1大于零我們可以得出Y 與X1 成正相關關系，即河北城鎮(zhèn)居民消費支出水平與河北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入成正相關關系，即隨著河北省城鎮(zhèn)居民收入的增加，河北省城鎮(zhèn)居民消費支出水平也是增加的，這是符合我們的經(jīng)濟常識的。β2小于零我們可以得出河北省城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)與河北省城鎮(zhèn)消費支出水平成負相關。消費價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費水平成負相關關系。β4大于零我們可以得出河北省城鎮(zhèn)居民消費水平與河北省人均GDP 成正相關關系，也是符合經(jīng)濟常識的，因為GDP 是整個國家的發(fā)展狀況，并且我國的主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，包含城市發(fā)達經(jīng)濟與農(nóng)村落后經(jīng)濟之間的矛盾?？梢娭暗慕?jīng)濟發(fā)展大部分是由于城市發(fā)展帶來的，所以 GDP 的增長對城鎮(zhèn)居民可支配消費支出有一定的影響。

2.t 檢驗

根據(jù)最小二乘法的回歸結(jié)果，解釋變量 X1 的 t 檢驗的值為 0.724295，Prob 的值為 0.0477，在 95%的顯著水平下，通過 t 檢驗。解釋變量 X3 的 t 檢驗的檢驗值為-1.862024，Prob 值為 0.0381，t 檢驗通過。解釋變量 X4 的 t 檢驗的檢驗值為6.910619，Prob 值為0.0000，在 95%的顯著水平下，t檢驗通過。

3.F 檢驗

F 統(tǒng)計量的值為918.4372，Prob 值為 0.0000，通過檢驗，表明方程整體的線性關系顯著。

4.擬合優(yōu)度檢驗

模型擬合優(yōu)度為0.992070，通過擬合優(yōu)度檢驗。

5.異方差檢驗

接下來對該模型進行異方差檢驗。在eviews8 中回歸分析的結(jié)果窗口點擊resid 即可繪制出自變量與殘差的散點圖，其結(jié)果如下所示：

表7 異方差檢驗

由上，resid 與 X1，X3 和 X4 的散布圖觀察可知，不能確定是否有異方差，所以本文進行懷特檢驗：

在eviews8 中選擇view，residual tests，hateroskedasticity tests 命令，

從中可以看出Obs*R-squared 值為8.884196，而其P 值為0.4480，因此無法在0.05 的水平上拒絕原假設，可以認為該方程并不存在異方差。最后對該模型進行自相關檢驗。本文采用DW 法進行自相關檢驗。在eviews8 中當進行OLS 回歸時，其便會給出DW 統(tǒng)計量，由前文可知DW=1.614012。DW 值接近2，這說明該模型并不存在自相關。

那么最后的回歸模型為：Y=7802.54+0.063163X1-54.99227X2+0.356768X4

五、結(jié)論與政策建議

文本主要通過計量實證分析來探究河北省城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，通過整篇文章的分析我們得出，在以河北省城鎮(zhèn)消費水平為被解釋變量的情況下，得出解釋變量分別為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，城市居民消費價格指數(shù)，常住人口自然增長率，與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)無關。

提高河北省城鎮(zhèn)居民消費水平，就要想盡一切方法提高居民收入，擴大居民收入來源，增加財產(chǎn)性收入，提高常住人口自然增長率，并且使物價水平保持在合理區(qū)間，這樣就能提高居民消費水平。加大我國整體宏觀經(jīng)濟的發(fā)展，目前我國宏觀經(jīng)濟發(fā)展對城鎮(zhèn)居民消費支出影響不大，但是我們可以看見潛力巨大，推動國家“一帶一路”倡議建設，繼續(xù)推動經(jīng)濟體制改革，增加我國基礎設施企業(yè)的走出去力度，帶動國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展，加強國內(nèi)農(nóng)村地區(qū)的基礎設施等方面的改造，促進城鎮(zhèn)居民消費水平的提高。