賀彥煜 王 宇

（1.華潤(rùn)置地（重慶）有限公司 重慶 400050）（2.重慶市江北區(qū)人民法院 重慶 400020）

1 引言

改革開(kāi)放40 多年以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，居民收入與消費(fèi)也隨之不斷提高，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和消費(fèi)需求擴(kuò)張也逐漸成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ擎?zhèn)居民消費(fèi)需求對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響巨大。新疆作為“一帶一路”重要的發(fā)展區(qū)域，與8 個(gè)國(guó)家接壤，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響舉足輕重，而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必然離不開(kāi)消費(fèi)的增長(zhǎng)，因此，本文主要對(duì)新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)進(jìn)行分析，嘗試性構(gòu)建新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型，以更好地了解居民消費(fèi)情況及其相關(guān)影響因素。

本文選取數(shù)據(jù)為2001 年～2017 年17 年新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額（億元）、地方財(cái)政凈收入（億元）、儲(chǔ)蓄存款年底余額（億元）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元）、人均新疆生產(chǎn)總值（元），數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

2 模型的建立

2.1 多元線性回歸模型基本假定

假設(shè)1：E(μi)=0,i=1,2,…,n，即零均值假設(shè)。

假設(shè)2：Var(μi)=E(μi2)=σ2,i=1,2,…,n，即同方差假設(shè)。

假設(shè)3：Cov(μi,μj)=E(μiμj)=0,i ≠j,i,j=1,2,…,n，即無(wú)序列相關(guān)假設(shè)。

假設(shè)4：Cov(Xji,μj)=0,j=1,2,…k,i=1,2,…,n，即解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)不相關(guān)。

假設(shè)5：μi～N(0，σ,2)，即隨機(jī)干擾項(xiàng)服從正態(tài)分布。

假設(shè)6：解釋變量X1,X2,…,Xk為非隨機(jī)變量，不存在多重共線性。

在滿足上述基本假設(shè)的情況下，建立新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的多元線性回歸模型為

其中，各變量所代表的含義為Yi為新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額（億元），X1為地方財(cái)政凈收入（億元），X2為儲(chǔ)蓄存款年底余額（億元），X3為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元），X4為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元），X5為人均新疆生產(chǎn)總值（元），X6為進(jìn)出口貿(mào)易總額（萬(wàn)美元）。

各參數(shù)所代表的含義為β0為常數(shù)項(xiàng)；β1為當(dāng)?shù)胤截?cái)政凈收入增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；β2為當(dāng)儲(chǔ)蓄存款年底余額增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；β3為當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；β4為當(dāng)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；β5為當(dāng)人均新疆生產(chǎn)總值增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；β6為當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易總額增加一個(gè)單位時(shí)，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的單位數(shù)；μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

表1 Eviews軟件輸出結(jié)果

由Eviews軟件輸出的結(jié)果可知：

求得初步回歸預(yù)測(cè)模型為

2.2 模型檢驗(yàn)

2.2.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從模型參數(shù)估計(jì)量大小來(lái)看，在其他條件不變的情況下，地方財(cái)政凈收入每增加一個(gè)單位，而新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額將減少0.0763個(gè)單位；儲(chǔ)蓄存款年底余額每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額會(huì)隨之增加0.004 個(gè)單位；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額會(huì)隨之增加0.0255個(gè)單位；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額會(huì)隨之增加0.137個(gè)單位；人均新疆生產(chǎn)總值每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額也會(huì)隨之增加0.004 個(gè)單位；進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額也會(huì)隨之增加0.00001個(gè)單位。參數(shù)統(tǒng)計(jì)量的取值范圍也符合實(shí)際情況，因此模型通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

2.2.2 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

在運(yùn)用OLS法建立樣本線性回歸模型時(shí)，結(jié)合Eviews 軟件輸出結(jié)果可以看出可決系數(shù)R2=0.99792 接近于1，說(shuō)明樣本回歸方程與樣本觀測(cè)值擬合得很好。

2）F 檢驗(yàn)

由Eviews 軟件輸出結(jié)果可以看出，F(xiàn)=799.524 ＞F(6,10)=3.22 ，則 回 歸 模 型 中 參 數(shù)β1、β2、β3、β4、β5、β6顯著不為0。換句話說(shuō)回歸方程總體上的線性關(guān)系顯著成立。

3）t 檢驗(yàn)

由Eviews 軟件輸出結(jié)果可以看出，X1、X2、X3、X4、X5、X6對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)的絕對(duì)值均小于tα2(10)，則回歸模型中參數(shù)β1、β2、β3、β4、β5、β6顯著為0。則該模型可能存在多重共線性。

3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

3.1 多重共線性檢驗(yàn)

很多經(jīng)濟(jì)變量，隨著時(shí)間的推移和變化，大多數(shù)情況下會(huì)出現(xiàn)共同的變化趨勢(shì)，這就非常容易產(chǎn)生多重共線性。在模型中大量采用滯后變量也容易產(chǎn)生多重共線性。

由Eviews 輸出結(jié)果，可以看出R2=0.99792 接近于1，F(xiàn)=799.524 顯著地大于F(6,10)=3.22，t統(tǒng)計(jì)量不顯著，模型存在多重共線性。運(yùn)用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行重新建立及修正。

先由新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額Y 分別與X1、X2、X3、X4、X5、X6建立一元回歸模型，找出相關(guān)性最強(qiáng)的主要因素。最終選定見(jiàn)表2，最終選定最基本的模型為Yi=161.1139+0.275673X4，說(shuō)明全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額是影響新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額的最主要因素。

表2 選定一元回歸模型

再分別加入X1、X2、X3、X5、X6建立二元回歸模型，選定第二個(gè)解釋變量。通過(guò)綜合比較（如表3），在模型中保留城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，則模型為

表3 選定第二個(gè)解釋變量

再分別加入X1、X2、X5、X6建立三元回歸模型，選定第三個(gè)解釋變量。通過(guò)綜合比較（如表4），在模型中保留進(jìn)出口貿(mào)易總額，則模型為

修正：由于選X6后的R2=0.997354 小于選X6前的R2=0.997495，故在模型中剔除X6，即經(jīng)過(guò)上述逐步回歸分析，表明Y 對(duì)X3、X4的回歸模型較優(yōu)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表5。

表4 選定第三個(gè)解釋變量

表5 回歸結(jié)果

回歸模型為

3.2 異方差性檢驗(yàn)

表6 無(wú)交叉項(xiàng)的懷特檢驗(yàn)

從表6 中的無(wú)交叉項(xiàng)懷特檢驗(yàn)可看出，當(dāng)顯著性 水 平 為α=0.05 時(shí)，nR2=2.892554 ＜χ0.05(4)=9.488，所以不存在異方差性。實(shí)際上，χ2統(tǒng)計(jì)量的p 值為0.575964，大于0.05 的水平，所以不存在異方差。

表7 有交叉項(xiàng)的懷特檢驗(yàn)

從表7 中的含交叉項(xiàng)懷特檢驗(yàn)可看出，當(dāng)顯著性 水 平 為α=0.05 時(shí)，nR2=4.794334 ＜χ0.05(5)=11.071，所以不存在異方差性。且χ2的統(tǒng)計(jì)量的p值0.441492，大于0.05 的水平，所以不存在異方差性。

3.3 序列相關(guān)性檢驗(yàn)

3.3.1 DW檢驗(yàn)

在5%的顯著性水平下，n=17,k=3（包含常數(shù) 項(xiàng)），查 表 得dL=1.02，dU=1.54 ，( 4-dU)＞DW=2.097888 ＞dU，由上述判斷區(qū)域知，不存在序列相關(guān)。

表8 Eviews回歸結(jié)果

3.3.2 LM檢驗(yàn)

由表9 得到LM 檢驗(yàn)結(jié)果含一階滯后變量時(shí)的Prob為0.797005大于0.05，所以隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在一階序列相關(guān)。

表9 LM檢驗(yàn)

4 結(jié)語(yǔ)

表10 最終回歸結(jié)果

最終回歸模型為

從模型參數(shù)估計(jì)量大小來(lái)看，在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額會(huì)隨之增加0.034084個(gè)單位；在其他條件不變的情況下，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額每增加一個(gè)單位，新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額會(huì)隨之增加0.181687 個(gè)單位。參數(shù)統(tǒng)計(jì)量的取值范圍也符合實(shí)際情況，因此模型通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

最終消費(fèi)分為居民消費(fèi)和社會(huì)消費(fèi)，本文則采用居民消費(fèi)中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額為應(yīng)變量，通過(guò)列取了一些和其有關(guān)的解釋變量，并運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法對(duì)這些解釋變量進(jìn)行分析，最終得出主要影響因素。即得出新疆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額有關(guān)。

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入越高，居民消費(fèi)總額越高。對(duì)我地區(qū)而言城鎮(zhèn)居民的收入有很大的差異，我們要以城鎮(zhèn)中中低收入的居民為重點(diǎn)扶持對(duì)象，提高收入水平，使居民收入保持一個(gè)合理的、較快的增長(zhǎng)速度。

結(jié)合國(guó)家貼息、低息、減免所得稅等政策，合理運(yùn)用消費(fèi)信貸從而來(lái)增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，這樣就可以帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額。