武漢市社會消費品零售總額的影響因素分析

(中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院　湖北　武漢　430073)

一、引言

消費品零售總額是指批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)以及其他行業(yè)直接售給城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售額。它反映了人們的消費水平，度量人們在物質(zhì)上的花費，從而反映經(jīng)濟發(fā)展中人們福利的變化。本文通過分析我國逐步建立社會主義市場經(jīng)濟的過程中，武漢市民消費水平的變化，以及其影響因素。通過此分析，我們可以知道如何提升武漢的消費水平，讓市民享受更多的經(jīng)濟發(fā)展福利。

二、理論分析及研究假設(shè)

關(guān)于這一問題，已經(jīng)有眾多文獻對此進行了研究，目前來看，主要分為兩大派別：一類是通過時間序列來研究如何預(yù)測社會消費品零售總額；另一類是通過多元回歸，歸納出社會消費品零售總額的影響因素。前者研究目的主要是基于時間序列預(yù)測未來社會消費品零售總額如何變化，后者主要研究如何增加社會消費品零售總額。

基于時間序列的研究，羅中德，賴美艷(2013)運用指數(shù)平滑法發(fā)現(xiàn)，我國社會消費品零售總額依然會繼續(xù)上升，宏觀調(diào)控應(yīng)該考慮這一因素；賈鑫、徐永利(2016)運用函數(shù)性數(shù)據(jù)分析中的主微分分析方法對1984～2010年的數(shù)據(jù)進行擬合，研究發(fā)現(xiàn)，我國社會消費品零售總額長期趨勢上升，但又呈現(xiàn)出季節(jié)性波動。通過以上研究成果，我們可以發(fā)現(xiàn)，社會消費品零售總額呈現(xiàn)出周期性變化。為何會出現(xiàn)這種周期性，是本文應(yīng)該考慮的問題。

對影響因素的分析，方湖柳(2009)認為，社會消費品零售總額除了呈現(xiàn)“中間低迷、兩頭活躍”的季節(jié)性、“穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展”趨勢性的周期特點以外，還與投資、儲蓄、稅收等因素有關(guān)。文章還認為，要提高總體消費水平，需要通過擴大財政支出、保持幣值穩(wěn)定、降低居民儲蓄等宏觀政策來調(diào)控。于書嬌(2016)研究了匯率因素對社會消費的影響，認為，人民幣的升值對社會消費品零售總額有促進作用。由此可以看出，社會消費品零售總額之所以呈現(xiàn)出周期性波動，與財政政策、貨幣政策等宏觀調(diào)控手段有著緊密的聯(lián)系。

以上研究主要是從宏觀調(diào)控的角度去考慮社會消費品零售總額的影響因素，但這些因素都是外在因素，并不是社會消費品零售總額的內(nèi)在動因。那么，影響社會消費品零售總額的根本因素是什么呢？

首先回顧經(jīng)典的消費理論。根據(jù)凱恩斯的絕對收入消費理論，消費與絕對收入成線性關(guān)系(郭冠清，2012)：Y=C1+C2X,其中C1為自發(fā)消費，C2為邊際消費傾向，X為國民收入(生產(chǎn)總值)。而根據(jù)杜森貝利的相對收入假說，消費者會受到過去的消費以及周圍消費水準的影響(徐秋慧，2011)。我們這里僅考慮過去的消費問題，即：Y=C1+C2Xt+C3Xt-1，其中C1為自發(fā)消費，C2、C3分別為當(dāng)期和前一期的邊際消費傾向，Xt、Xt-1分別為當(dāng)期和滯后1期的收入。

根據(jù)以上理論，我們可以看出，社會消費品零售總額的根本影響因素是居民收入水平。此外，我們還要考慮價格和人口因素對銷售額的影響，所以加入價格變量X2和常住人口X3。假設(shè)該模型符合多元線性回歸的相關(guān)假定，初步確定消費品零售總額的函數(shù)為：

Y=C1+C2X1t+C3X1t-1+C4X2+C5X3

三、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)分析

原始數(shù)據(jù)見表1，Y表示武漢市社會消費品零售總額，X1武漢市當(dāng)年人均國民收入(生產(chǎn)總值)，X2為武漢市當(dāng)年常住人口，X3為武漢市當(dāng)年商品零售價格指數(shù)(1978年=100)。通過此數(shù)據(jù)，我們進行回歸分析，研究武漢市社會消費品零售價格的影響因素。

表1　武漢市1990-2014 年社會消費品零售總額影響因素指標數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源：武漢市統(tǒng)計局.武漢統(tǒng)計年鑒[J].北京：中國統(tǒng)計出版社，2015.

根據(jù)理論模型對數(shù)據(jù)進行回歸分析(附錄1)，可以得出如下結(jié)果：

Y=-572899.8+2622111.X1t+2074319.X1t-1+2097.444X2-4537.777X3

(-0.2723)(4.3542)(3.2410)(0.7016)(-2.6326)

(一)方程的顯著性檢驗

由于F=5972.328，這個數(shù)值相當(dāng)大，大于F0.05(3,21)=3.07。顯然可以拒絕每個變量的回歸系數(shù)都是0的原假設(shè)，因而，該方程沒有遺漏變量。

(二)變量的顯著性檢驗

在α=5%的顯著性水平下，我們可以得出t0.025(24)=2.06。因此，我們可以看出公式中只有X2不符合顯著性檢驗，在接下來的分析中，我們可以將該變量剔除掉，從而對模型進行改進。

(三)擬合優(yōu)度檢驗

這里的擬合優(yōu)度是R2=0.999205，調(diào)整的R2=0.999038，已經(jīng)達到相當(dāng)高的擬合程度，說明該模型基本上覆蓋了數(shù)據(jù)。

四、模型的修正與數(shù)據(jù)分析

前面已經(jīng)提到，模型中的X2的回歸系數(shù)沒有顯著性。因此，我們將該變量剔除掉，進一步做回歸，對模型進行修正后，運用eviews對數(shù)據(jù)進行分析后得出的結(jié)果如下：：

Y=840731.7+2795355.X1t+1960058.X1t-1-4232.711X3

(1.4042)(5.1554)(3.2078)(-2.5705)

(一)回歸方程分析

由于F=8170.397，這個數(shù)值仍然非常大，而且遠大于F0.05(3,21)=3.07。說明方程的整體回歸性較強，沒有遺漏掉重要的解釋變量。

(二)變量的顯著性檢驗

在α=0.05的顯著性水平下，根據(jù)統(tǒng)計經(jīng)驗數(shù)據(jù)得出t0.025(24)=2.06。顯然，這里的三個變量都符合顯著性檢驗，具有顯著性。

(三)擬合優(yōu)度檢驗

這里的擬合優(yōu)度是R2=0.999185，調(diào)整的R2=0.999062，已經(jīng)達到相當(dāng)高的擬合程度，說明該模型基本上覆蓋了數(shù)據(jù)。

(四)異方差檢驗

這里，我們對該模型進行懷特檢驗，在n=9的情況下，我們可以得出TR=14.22463,在顯著性水平α=0.05的情況下，χ20.05(9)=16.919,顯然TR小于14.22463.因此，不存在異方差。

(五)自相關(guān)檢驗

根據(jù)回歸結(jié)果可知，DW=0.936396,查表可知，dL=1.10。由于DW

我們可以通過廣義差分法對模型進行改進：

2.對原變量做廣義差分(此時，可以把變量先剔除，因為廣義差分已經(jīng)包含該變量)，令：gdy=yt-0.5628145yt

gdx1=x1t-0.5628145xt-1

gdx2=x3t-0.5628145x3t-1

以、、(1990～2014年)為樣本對數(shù)據(jù)再次回歸(附錄2)，得：

gdy=251135.3+4540984.gdx1-3892.254gdx2

(0.3975)(61.9022)(-0.9787)

DW=1.774770,T=24

回歸方程的擬合程度效果比之前更好，而且DW=1.774770。查表知，在α=0.05的顯著性水平下，T=24，k=2，dU=1.55,顯然，dU

gdy=-354398.8+4499823.gdx1

(-2.7795)(74.9377)

DW=1.719198，T=24

圖1　改進后的廣義差分方程殘差圖

回歸方程的擬合程度效果仍然較高，而且DW=1.719198。查表知，在α=0.05的顯著性水平下，T=24，k=1，dU=1.45,顯然，dU

Y=-810637.1323+4499823X2

經(jīng)濟含義是人均收入每增加1萬元，將會帶來4499823萬元的消費品零售額的提升。

五、總結(jié)

根據(jù)模型，我們可以知道，武漢市社會消費品零售額的最主要的影響因素是人均收入，而且與人均收入成線性關(guān)系，但與價格和人口的相關(guān)性不顯著。因此，要想提高社會消費品零售額，也就是提高居民的福利水平，我們就需要采取措施，增加居民的收入。隨著我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，居民收入增速將放慢。要想實現(xiàn)居民收入的長期增長，我們必須不斷的進行改革，不斷進行產(chǎn)業(yè)升級，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，從而給經(jīng)濟增長更加充足的動力。在政策層面，武漢市今后可以充分發(fā)揮人才優(yōu)勢，留住人才，加大對創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)和青年創(chuàng)業(yè)的扶持力度。