城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出影響因素的計(jì)量分析

化麗娜

摘要：隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，居民的收入水平有很大提高，消費(fèi)支出也隨之上升?，F(xiàn)實(shí)中有諸多因素影響著居民的消費(fèi)水平，如收入、商品價(jià)格、消費(fèi)者偏好等。但由于樣本數(shù)據(jù)的可收集性及我國(guó)現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)狀況，我僅從以下幾個(gè)因素用EViews3.0分析。從居民角度來看，居民的儲(chǔ)蓄存款、個(gè)人可支配收入以及個(gè)人所得稅影響消費(fèi)性支出的高低；而從整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境去看，國(guó)內(nèi)價(jià)格指數(shù)和生產(chǎn)總值也影響居民的消費(fèi)支出。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)支出；經(jīng)濟(jì)水平；生活質(zhì)量

中圖分類號(hào)：F124.7 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2017）001-0000-01

一、理論模型的建立及樣本數(shù)據(jù)的收集

預(yù)設(shè)模型為

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ

Y——消費(fèi)性支出X1——儲(chǔ)蓄存款X2——可支配收入

X3——個(gè)人所得稅X4——價(jià)格指數(shù)X5——生產(chǎn)總值

β0——常數(shù)項(xiàng)β1——儲(chǔ)蓄存款的待定系數(shù)β2——可支配收入的待定系數(shù)

β3——個(gè)人所得稅的待定系數(shù)β4——價(jià)格指數(shù)的待定系數(shù)

β5——生產(chǎn)總值的待定系數(shù)μ——相對(duì)應(yīng)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)

本文根據(jù)2014年統(tǒng)計(jì)年鑒，收集了2014年31個(gè)省份的城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出、儲(chǔ)蓄存款、可支配收入、個(gè)人所得稅、價(jià)格指數(shù)和生產(chǎn)總值共六個(gè)影響居民消費(fèi)支出的相關(guān)因素。

二、樣本參數(shù)估計(jì)

解釋變量的T檢驗(yàn)有的沒有通過檢驗(yàn)，可能存在多重線性關(guān)系，需要后續(xù)檢驗(yàn)。

三、模型檢驗(yàn)

（一）經(jīng)濟(jì)意義

X1為負(fù)，年末儲(chǔ)蓄存款越多，本年支出越少。X1經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通過。

X2為正，個(gè)人可支配收入越多，用于消費(fèi)的支出越多。X2經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通過。

X3為正，個(gè)人所得稅越多，收入水平相對(duì)較高，也促進(jìn)了其消費(fèi)性支出。X3經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通過。

X4為負(fù)，價(jià)格指數(shù)越高，可能會(huì)減少人們對(duì)其的購買力，導(dǎo)致支出降低。X4經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通過。

X5為正，一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)總值越高，消費(fèi)性支出相對(duì)較多。X5經(jīng)濟(jì)意義通過。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

將伴隨概率與0.05比較，可知變量X4沒通過T檢驗(yàn)，其余變量均通過T檢驗(yàn)。

F檢驗(yàn)：Prob.（F-statistic）=0.0000 因此F檢驗(yàn)通過。R2=0.9252

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1.多重共線性分析

運(yùn)用OLS法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的簡(jiǎn)單回歸模型，考慮其經(jīng)濟(jì)意義與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。經(jīng)檢驗(yàn)消費(fèi)性支出（Y）與可支配收入（X2）的線性關(guān)系最強(qiáng)，擬合效果最好，結(jié)果如下：

我們可得到以下結(jié)論：可支配收入每增加一個(gè)單位，消費(fèi)性支出增加0.7649個(gè)單位；個(gè)人所得稅增加一個(gè)單位，消費(fèi)性支出增加16.2219個(gè)單位；生產(chǎn)總值增加一個(gè)單位，消費(fèi)性支出增加0.2101個(gè)單位。而儲(chǔ)蓄存款和價(jià)格指數(shù)的增加會(huì)使得消費(fèi)性支出減少。

2.異方差性分析

檢驗(yàn)：懷特統(tǒng)計(jì)量nR2=31*0.491821=15.25該值大于5%顯著性水平下、自由度為5的X方分布的相應(yīng)臨界值11.07，因此，拒絕原假設(shè)，即存在異方差。

四、模型的應(yīng)用

通過對(duì)模型的分析，得出擬合較好的方程為：

Y=1050.967-0.3262X1+0.7649X2+16.2219X3+0.2101X5

分析可知，消費(fèi)性支出與居民可支配收入、個(gè)人所得稅和生產(chǎn)總值存在正相關(guān)，且居民可支配收入每增加10000元其消費(fèi)性支出則會(huì)增加7649元，居民個(gè)人所得稅每增加10000元其消費(fèi)性支出則會(huì)增加162219元，生產(chǎn)總值每增加10000元其消費(fèi)性支出增加2101元。

由此可說明，居民繳納個(gè)人所得稅的高低對(duì)消費(fèi)水平影響較大。因此，政府應(yīng)合理征稅，制定適當(dāng)且相對(duì)較高的個(gè)人所得稅起征點(diǎn)，均分稅負(fù)，進(jìn)而增加人們的可支配收入，提高生活水平，擴(kuò)大消費(fèi)支出，促進(jìn)國(guó)民收入的增加，增強(qiáng)國(guó)家實(shí)力，形成良性循環(huán)。

消費(fèi)性支出與儲(chǔ)蓄存款呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，儲(chǔ)蓄存款每增加10000元，消費(fèi)性支出減少3262元。因此，國(guó)家如果想增大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出，應(yīng)降低銀行存款利率，讓人們少儲(chǔ)蓄，多消費(fèi)。

參考文獻(xiàn)：

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