我國城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素的計量經(jīng)濟分析

【摘要】本文采用計量分析方法，以1984年至2014年31年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，以絕對收入假說為基礎(chǔ)，通過對多元線性回歸模型的建立、檢驗和優(yōu)化，分析城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，并基于此提出提高我國城鎮(zhèn)居民消費水平的建議。

【關(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)居民消費水平 影響因素 回歸分析

一、研究背景及意義

改革開放以來，我國居民消費水平不斷提高，消費一直以來都是經(jīng)濟發(fā)展的重點任務之一。2015年政府工作報告中指出，應通過加快培育消費增長點，大力鼓勵大眾消費，使其成為拉動經(jīng)濟增長的強勁動力。在我國經(jīng)濟步入新常態(tài)的背景下，提高居民消費水平，對于我國調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，避免“中等收入陷阱”等問題意義重大。城鎮(zhèn)居民消費水平對整體消費水平具有帶動作用，因此，及時把握城鎮(zhèn)居民消費變動趨勢，分析城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，對于提高經(jīng)濟發(fā)展的速度與質(zhì)量具有重要意義。

二、文獻綜述

查閱文獻發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素已有很多角度的研究。李洋等（2014）通過建立計量經(jīng)濟模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是影響城鎮(zhèn)居民消費水平的顯著因素。羅世超（2012）從消費水平價格指數(shù)、可支配收入、人口增長率和城鎮(zhèn)居民工資水平出發(fā)研究影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素。吳錕等（2014）則基于財富效應視角，研究了收入、財富、利率對居民消費水平的影響。

除了對城鎮(zhèn)居民消費水平的縱向研究，一些學者著重分析了城鎮(zhèn)居民消費差異及成因。袁軍江（2012）研究了我國各省域和城鎮(zhèn)內(nèi)部居民消費水平的差異，郝東陽（2011）則按整體、收入、家庭收入角度對城鎮(zhèn)居民進行分類，并建立年齡效應模型，分析城鎮(zhèn)居民戶主年齡與家庭消費行為之間的關(guān)系。

盡管眾多學者對影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素做了大量研究，但是較多側(cè)重收入研究。當今社會影響消費的因素很多，應合理加入其它變量，才能更好地擬合消費函數(shù)。本文選取了幾項重要解釋變量，以1984～2014年的數(shù)據(jù)建立模型并優(yōu)化，以明確影響城市居民消費水平的因素。

三、模型設定

（一）變量選擇的現(xiàn)實及理論依據(jù)

現(xiàn)實生活中，收入、物價等會影響居民消費水平。理論方面，絕對收入假說指出消費水平主要取決于收入；生命周期假說認為邊際消費傾向會因人口構(gòu)成比例變化；消費品存量調(diào)整假說認為現(xiàn)期消費依存于現(xiàn)期收入等因素。本文以絕對收入假說為基礎(chǔ)，選取以下變量：城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、城鎮(zhèn)人口、國內(nèi)生產(chǎn)總值、個人所得稅。

（二）確定模型形式

1.相關(guān)系數(shù)分析。相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，有4個解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)超過0.9，屬于高度相關(guān)，應為線性相關(guān)關(guān)系。

2.模型形式確定。

模型形式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6 +μ

X1為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）、X2為城市居民消費價格指數(shù)（上年=100）、X3為城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（%）、X4為城鎮(zhèn)人口（萬人）、X5為國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、X6為個人所得稅（億元），Y為城鎮(zhèn)居民消費水平（元）。

（三）協(xié)整檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗。只有平穩(wěn)序列才能建立模型，本文采用ADF檢驗考察變量平穩(wěn)性。一階差分未通過的情況下對各變量進行二階差分，結(jié)果顯示各變量均在1%的顯著性水平上通過了檢驗。各變量均為二階單整，回歸可能是偽回歸，需進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。本文采用EG法進行協(xié)整檢驗。首先，對變量進行回歸，得到殘差項；第二步，對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗統(tǒng)計量為-4.257139，小于臨界值，因此，殘差序列為平穩(wěn)序列，各變量與Y存在協(xié)整關(guān)系。

四、模型估計和優(yōu)化

（一）初步OLS估計

OLS法估計顯示，X1、X3、X6通過了t檢驗；■2及F檢驗顯示模型的擬合優(yōu)度很好，解釋變量對Y的聯(lián)合影響效果顯著。

但模型存在明顯問題：X4系數(shù)符號與預期不符，X2、X4、X5未通過t檢驗，模型需要優(yōu)化。

（二）多重共線性檢驗與處理

1.多重共線性的檢驗。多重共線程度可由膨脹因子判定，本模型平均膨脹因子為777.51，存在較為嚴重的多重共線。

2.多重共線的處理。逐步回歸法：各變量分別對Y回歸后，選定最大R2的方程為基礎(chǔ)方程，按R2排序依次加入各變量，得到方程：■=1471.460+1.063060X1-28.02823X3-0.769347X6對X2、X4、X5進行剔除。理由如下：①加入X2后系數(shù)不顯著，可能是各變量包含了價格因素②X4的系數(shù)沒有通過t檢驗，可能是城鎮(zhèn)人口為相對不重要變量③加入X5后系數(shù)符號與預期不符，X1與X5之間存在多重共線。

（三）引入滯后變量

按照相對收入假說，收入變化在消費反應上表現(xiàn)的較為遲鈍。因此，在模型中引入X1的滯后變量，并采用阿爾蒙法估計。

在模型中引入X1的滯后變量，模型的R2有所提高，并■=1888.82 -0.81X1t+0.35X1（t-1）-0.11X（t-2）-34.43X3-0.66X6并且滯后期為2時效果最好，引入滯后變量的形式：

（四）自相關(guān)的檢驗與處理

1.自相關(guān)的檢驗。

（1）D.W.檢驗：對模型進行D.W.檢驗，D.W.值為1.36，n=29，k=6，查D.W.檢驗上下界表，得dL=1.05，du=1.84。由于：dL=1.05

五、結(jié)論與建議

城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入呈正相關(guān)，與城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)和個人所得稅呈負相關(guān)?？芍涫杖搿⑸钏降奶岣呒皞€人所得稅的降低有利于提高城鎮(zhèn)居民消費水平。具體應采取以下措施：

（一）提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

以經(jīng)濟建設為中心，保持經(jīng)濟在新常態(tài)下的中高速發(fā)展；調(diào)整國民收入分配格局，提高勞動報酬占國民收入的比重；加速促進中小企業(yè)發(fā)展，提供更多就業(yè)機會；加大知識和技術(shù)普及力度，以實現(xiàn)勞動者高質(zhì)量就業(yè)。

（二）提高城鎮(zhèn)居民生活水平

擴大社保覆蓋面，保障居民基本生活水平；加大對醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的投入，減少消費者支出負擔；倡導積極的娛樂方式，鼓勵健康的精神消費；穩(wěn)定物價水平，使居民的生活水平穩(wěn)步提高。

（三）完善個人所得稅改革

積極進行稅制改革與創(chuàng)新。國家應適當提高個人所得稅費用起征點和免征額，同時，盡快實行綜合制個人所得稅，這樣不僅有利于公平課稅，又可以刺激消費，從整體上提升居民消費水平。

參考文獻

[1]李洋，劉美爽.我國城鎮(zhèn)居民消費水平的計量經(jīng)濟模型分析[J].商業(yè)時代，2015（34）：6-8.

[2]羅世超，謝蕊霞.影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的主要因素分析[J]，商場現(xiàn)代化，2012（9）.

[3]袁軍江.我國城鎮(zhèn)居民消費差異及其形成原因探析[D].浙江：浙江工業(yè)大學，2012：1-87.

作者簡介：劉馨爽（1995-），女，滿族，河北承德人，中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院學生，本科，主要從事金融方面的研究。