深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)研究

黃 穎

摘要：消費結(jié)構(gòu)是消費者行為理論的重要內(nèi)容：消費結(jié)構(gòu)數(shù)量研究主要方法之一是建立消費結(jié)構(gòu)的擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES）。本文通過對2012年深圳市鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭每戶各月的可支配收入及八大類消費支出的分戶抽樣數(shù)據(jù)，建立ELES模型，對深圳市鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的數(shù)量特征進行了實證分析，并從消費結(jié)構(gòu)方面提出了擴大居民消費需求的對策建議。

關(guān)鍵詞：擴展線性支出系統(tǒng)（ELES） 消費結(jié)構(gòu) 城鎮(zhèn)居民

一、數(shù)據(jù)的初步處理

本文對2012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭每戶各月的可支配收入和8大類的消費（食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務(wù)、居住、其他商品和服務(wù)）進行抽樣調(diào)查，得到52戶居民的數(shù)據(jù)。在經(jīng)過數(shù)據(jù)匯總處理后發(fā)現(xiàn)，其中4戶居民家庭的僅含有部分月份的數(shù)據(jù)，并不能很好地體現(xiàn)全年的情況，為了確保數(shù)據(jù)的完整性與分析的準確度，本文將其4戶數(shù)據(jù)剔除，保留48戶城鎮(zhèn)居民家庭每戶全年的可支配收入數(shù)據(jù)和消費的8個小類數(shù)據(jù)進行分析。

二、計量經(jīng)濟模型的估計與檢驗

（一）模型中參數(shù)的估計

首先，對食品消費支出C1、衣著支出C2、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出C3、醫(yī)療保健支出C4、交通和通信支出C5、教育文化娛樂服務(wù)支出、居住支出、其他商品和服務(wù)支出和可支配收入分別進行回歸分析（最小二乘估計），得到以下回歸方程（SPSS輸出）：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居?。?/p>

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸的擬合優(yōu)度檢驗均不是很理想，均小于0.5，醫(yī)療保健C4和居住C7對可支配收入I的回歸通不過方程的顯著性檢驗，各回歸的常數(shù)項也通不過t檢驗。觀察各支出與可支配收入的散點圖可猜測存在異常值的現(xiàn)象，異常值的存在會把回歸方程拉向自身，使回歸方程產(chǎn)生偏移。因此下面對各回歸進行異常值的檢驗，這里異常值的檢驗標準為：

即各回歸方程的標準化殘差的絕對值大于3，可認為是異常值。其檢驗結(jié)果為：除教育文化娛樂服務(wù)支出與可支配收入的回歸沒有異常值外，其他七個方程均存在異常值，具體如下所示：

（三）剔除異常值再做回歸

下面在做這7項消費支出與可支配收入的回歸分析時，先剔除相應(yīng)的異常值，得到以下回歸方程：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

居住：

其他商品和服務(wù)：

由以上方程的統(tǒng)計量檢驗可以看到，除食品支出對可支配收入的回歸外，其他7項支出對可支配收入的回歸均通不過常數(shù)項的t檢驗（其中，居住對可支配收入的回歸通不過方程的顯著性檢驗），即表示接受常數(shù)項為0的假設(shè)，因此下面對這7項支出（除食品支出外）和可支配收入進行不含常數(shù)項的回歸分析，得到以下方程：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居?。?/p>

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸方程這時均通過的方程的顯著性檢驗，也通過可回歸系數(shù)的顯著性檢驗。

（四）模型的計量經(jīng)濟學(xué)檢驗-異方差檢驗

由樣本數(shù)據(jù)中可以看到，深圳鹽田區(qū)的貧富差距還是挺大，可支配收入各不相同，因此，對各種商品和勞務(wù)的消費支出會存在差異，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差性，從而影響模型的估計和應(yīng)用。為此，必須對模型是否存在異方差進行檢驗。這里用等級相關(guān)系數(shù)法（即計算與的等級相關(guān)系數(shù)）進行異方差的顯著性檢驗，結(jié)果如下所示：

由此可見，這8項消費支出和可支配收入的等級相關(guān)系數(shù)的P值均小于0.05，即認為殘差絕對值與自變量顯著相關(guān)，即這8個回歸方程均存在異方差。

三、模型的修正與經(jīng)濟意義檢驗

針對存在異方差的模型，本文采用加權(quán)最小二乘法（WLS）做出修正，選用權(quán)數(shù)，經(jīng)過修正后的模型如下：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居住：

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸方程均通過的方程的顯著性檢驗，也通過可回歸系數(shù)的顯著性檢驗，由此確定了這8個回歸方程為最終的模型。

由上面最終確定的模型可以看到，可支配收入前的系數(shù)均為正值，表明隨著可支配收入的增加，居民的各項消費支出都有所增加，符合經(jīng)濟現(xiàn)實，各回歸模型R2的均大于0.4，考慮到所采用的是截面數(shù)據(jù)，認為模型這樣的擬合度是可以接受的。在給定的顯著性水平下，F(xiàn)檢驗結(jié)果表明模型均是顯著的，各模型的系數(shù)也是顯著的，所以認為可支配收入對居民的各項消費支出影響是顯著的。

四、ELES模型估計結(jié)果及分析

根據(jù)以上計量模型的估計值，由式（9）可以計算出ELES模型估計值如表4-1所示：

表4-1

（一）基本消費需求分析

應(yīng)用ELSE模型可以測算居民的基本消費需求支出，而居民基本消費需求支出水平可以作為貧困標準的參考。由表4-1可知，深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民每戶全年生活消費品的基本需求支出為14920.218元，這是根據(jù)模型測算的城鎮(zhèn)居民每戶最低貧困線（基本生活線），城鎮(zhèn)居民年每戶生活消費支出低于該基本線可考慮納入最低生活保障對象。

（二）邊際消費傾向分析

邊際消費傾向衡量的是在增加的收入中用于增加消費的數(shù)量。由表4-1可知，將8項消費支出的邊際消費傾向累加得，邊際投資儲蓄傾向為，即2012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民在滿足基本需求后的剩余收入中，用于各項生活消費支出的比例為49.5%，用于投資儲蓄的比例為50.5%，消費需求偏低，還不夠旺盛。

而從表4-1中數(shù)據(jù)可以看出：2012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民的食品邊際消費傾向最高，為0.154，人們將增加收入的15.4%用于食品支出，高于其他商品，說明城鎮(zhèn)居民在滿足基本生活需求之后，更多的還是用來提高飲食方面的生活水平，可見民以食為天。其次，人們對居住、交通和通信的邊際消費傾向也較高，分別為0.098和0.082，反映了隨著收入的增加，人們對居住條件、交通工具和通訊工具也越來越重視，從而體現(xiàn)在消費上。

（三）消費需求的收入彈性分析

需求收入彈性是指1%的收入變化所引起的商品需求量變化的百分比。隨著收入的增長，深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民的各項消費支出都會有不同程度的提高，其中，居住的收入的彈性均大于1，這說明，隨著收入增加，居民對居住的需求量增長率會高于收入的增長率。而其他7項支出的收入彈性均小于1，但均大于0.7，說明這些類別的消費對居民而言屬于必需品，需求呈現(xiàn)一定的剛性，即城鎮(zhèn)居民對這些類別的消費支出將基本維持在隨收入提高而緩慢增長的水平上。

（四）消費需求的自價格彈性分析

需求的自價格彈性是指商品自身價格變化1%索引起的商品需求量變化的百分比。從表4-1可以看出，所有商品和服務(wù)的自價格彈性都是負數(shù)，這說明在沒有收入補償?shù)牡那闆r下，所有商品和服務(wù)的價格上升都會引起居民實際收入的減少，因此會降低需求量。2012年，深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民的食品的自價格彈性最小，為-0.675；而另外7項的自價格彈性在-0.8左右。由此可見，降低這些類別商品和服務(wù)的消費價格，可以使得居民對其的消費有一定幅度的增加，刺激內(nèi)需，從而帶動經(jīng)濟的增長。