信息時(shí)代下農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)

王 賀,吳曉婕

(河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京,211100)

0 引言

當(dāng)今信息時(shí)代下，徐州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，其居民消費(fèi)水平也日益提高，但其城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民在消費(fèi)水平上還存在差距。受收入水平限制，徐州市農(nóng)村居民的消費(fèi)需求發(fā)展緩慢，農(nóng)民消費(fèi)還存在著巨大潛力。要想擴(kuò)大內(nèi)需，不僅要從市場(chǎng)需求和消費(fèi)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)價(jià)格這些角度來(lái)考慮，更重要的是解決如何提高農(nóng)民總體購(gòu)買(mǎi)力，最終推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)不斷擴(kuò)大。本文利用線性回歸模型研究徐州市農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，對(duì)于提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平，進(jìn)而促進(jìn)徐州市整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重要作用。

1 模型構(gòu)建

農(nóng)村居民家庭人均純收入（X1）和農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）大致表現(xiàn)為線性關(guān)系，商品零售價(jià)格指數(shù)（X2）和農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）大致表現(xiàn)為線性關(guān)系。為了分析商品零售價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間的關(guān)系，我們初步建立一個(gè)線性回歸模型：

Y=β0+β1X1+β2X2+Ui

其中β0代表在沒(méi)有任何因素影響下農(nóng)村居民消費(fèi)水平；β1代表農(nóng)村居民家庭的人均純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；β2代表商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；Ui是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

考慮到農(nóng)村居民收入中一部分將會(huì)用于儲(chǔ)蓄，并不全部用于消費(fèi)，而且當(dāng)價(jià)格指數(shù)上升時(shí)，居民會(huì)減少自己的消費(fèi)，所以農(nóng)村居民消費(fèi)水平和農(nóng)村居民家庭人均純收入是正相關(guān)的關(guān)系，而農(nóng)村居民消費(fèi)水平和商品零售價(jià)格指數(shù)是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即 0＜β1 ＜1,β2 ＜0。

2 數(shù)據(jù)收集與處理

本文指標(biāo)包括徐州農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)水平和商品零售價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于1990年-2009年《徐州市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 利用 Eviews 軟件對(duì)模型進(jìn)行分析

3.1 模型回歸結(jié)果

做Y對(duì)X1和X2的回歸，Eviews 軟件運(yùn)行結(jié)果如下表1：

3.2 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（即R2檢驗(yàn)）

計(jì)算得出R2=0.989659，R(—)2=0.988442，這表明所建模型在整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合較好，即解釋變量 “商品零售價(jià)格指數(shù)”和“農(nóng)村居民家庭人均純收入”對(duì)被解釋變量“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”的絕大部分差異作了合理解釋。

3.3 多重共線性檢驗(yàn)

讓Y分別對(duì)X1、X2做回歸。計(jì)算出各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表2：

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由上文可知，Y與X1的組合最優(yōu)，雖然X2與Y的擬合度不太理想，但是由上表可得知，引入X2后，R-squared＝0.999669，大于Y與X1回歸后得出的R-squared＝0.996200，這可以說(shuō)明解釋變量X2對(duì)整體模型有一定的改善作用；又根據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣可以得到，各個(gè)解釋變量相互間的相關(guān)系數(shù)不高，所以解釋變量X2不能被舍棄，模型不存在多重共線性。

3.4 自相關(guān)檢驗(yàn)

由上表可得Durbin-Watson stat＝1.138747。對(duì)兩個(gè)解釋變量的模型、樣本量為20、5%的顯著水平，通過(guò)查找DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL＝1.110，dU＝1.547，模型里DW＜dL，可以看出消費(fèi)模型中有正自相關(guān)。利用迭代法對(duì)自相關(guān)檢驗(yàn)做出處理。

經(jīng)過(guò)一次迭代后， Durbin-Watson stat＝0.923490，仍小于dL的值，可見(jiàn)一次迭代的效果對(duì)模型的影響并不顯著。所以需進(jìn)行二次迭代。

經(jīng)過(guò)二次迭代后收斂，ρ1、ρ2的估計(jì)值分別為1.029011、-0.523013，且t檢驗(yàn)顯著，這些說(shuō)明原模型的確存在著一階和二階的自相關(guān)性。因?yàn)镈urbin-Watson stat＝2.101376，n＝18，k＝2，查統(tǒng)計(jì)量表可得dL＝1.15，dU＝1.54，由此可得DW＝2.001475＞dU，這說(shuō)明模型已不存在一階自相關(guān)性。之后進(jìn)行便相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)以及B-G檢驗(yàn)，也說(shuō)明不存在高階的自相關(guān)性。

所以可得出結(jié)論：模型已消除了自相關(guān)性的影響?；貧w方程為：

4 結(jié)論

本文就當(dāng)今信息時(shí)代下商品零售價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響作了簡(jiǎn)要分析，但是現(xiàn)實(shí)生活中，農(nóng)村居民消費(fèi)水平受好多方面的影響，如經(jīng)濟(jì)層面的收入、儲(chǔ)蓄、通貨膨脹率、商品價(jià)格等，社會(huì)層面的醫(yī)療社會(huì)保障程度、家庭人口狀況、居住地區(qū)、受教育程度等。這些因素中經(jīng)濟(jì)層面的基本可以計(jì)量，但社會(huì)層面的確恰恰相反，它們對(duì)消費(fèi)水平的影響是不能被低估的。

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[1]于淑波，谷文博.基于相對(duì)收入假說(shuō)的我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)問(wèn)題探討[J].山東財(cái)政學(xué)院學(xué)報(bào)，2012,6：105—109.

[2]楊名.相對(duì)收入假說(shuō)下團(tuán)購(gòu)消費(fèi)“示范效應(yīng)”分析[J].中國(guó)外資，2012,269:182.

[3]孫文軍，首陳宵.收入分配對(duì)居民消費(fèi)率的影響——基于相對(duì)收入假說(shuō)和基尼系數(shù)的分析[J].2012,27（1）：85—90.