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    陜西省居民消費(fèi)水平影響因素分析

    2019-02-19 14:31:28王一睿
    現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè) 2019年6期
    關(guān)鍵詞:相關(guān)性分析回歸分析影響因素

    王一睿

    摘 要:居民消費(fèi)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要支柱,以陜西省居民消費(fèi)水平為研究對象,選取了陜西省城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出為被解釋變量,并選取了各個(gè)變量的潛在影響因素,包括居民人均可支配收入、居民儲蓄率、產(chǎn)業(yè)增加值等。先通過相關(guān)性分析,判斷潛在的影響因素與被解釋變量之間的相關(guān)程度,對于相關(guān)性高的變量則進(jìn)一步進(jìn)行回歸模型的建立。由回歸模型的結(jié)果可知,居民的人均可支配收入、居民儲蓄、產(chǎn)業(yè)增加值都對居民人均消費(fèi)支出具有顯著的影響。基于實(shí)證分析的結(jié)果,從提升居民可支配收入以及提升居民消費(fèi)意愿兩大方面出發(fā),提出建議以促進(jìn)居民消費(fèi)支出的增長。

    關(guān)鍵詞:陜西省居民消費(fèi)水平;影響因素;相關(guān)性分析;回歸分析

    中圖分類號:F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:Adoi:10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.06.011

    1 引言

    中國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)自改革開放以來經(jīng)歷了快速的增長。從1978年至2012年這35年間,中國GPD的年平均增長率超過10%,且GDP總量在2010年超過日本,成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。然而,自2012年以來,中國GDP的增長率持續(xù)下降,從2011年的9.50%下降至2017年的6.9%,經(jīng)濟(jì)增長從持續(xù)了三十多年的高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚僭鲩L。為了使中國經(jīng)濟(jì)能保持高速且高質(zhì)量的增長,政府、學(xué)者提出了多種見解。其中,促進(jìn)消費(fèi)增長是重要的落腳點(diǎn)。

    根據(jù)過去幾十年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知,消費(fèi)、投資、出口是拉動中國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。然而,自2008年大量的投資后,中國多個(gè)產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩,無法再過多地依賴投資拉動經(jīng)濟(jì)增長。另外,由于其它國家經(jīng)濟(jì)不景氣,以及中美貿(mào)易戰(zhàn)的持續(xù)影響,中國對外出口的增長情況不樂觀,對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用越來越小。據(jù)統(tǒng)計(jì),2017年消費(fèi)支出對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)58.8%,遠(yuǎn)高于投資與出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率。因此,中國要保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長,需要推動國內(nèi)消費(fèi)支出的增長。

    2017年,陜西省的GPD總量在所有省市當(dāng)中排第十五位,規(guī)模高達(dá)21898億元,對中國經(jīng)濟(jì)的增長具有重要地位。本文研究陜西省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)狀況以及影響因素,以促進(jìn)陜西省居民消費(fèi)水平的提高,對促進(jìn)陜西省經(jīng)濟(jì)增長乃至中國經(jīng)濟(jì)增長都具有重要意義。

    2 變量選取與數(shù)據(jù)收集

    2.1 變量選取

    2.1.1 居民人均消費(fèi)支出

    每個(gè)人和其家庭用于生活消費(fèi)以及個(gè)人消費(fèi)的支出即為居民人均消費(fèi)支出。商品支出以及享受文化服務(wù)和生活服務(wù)的非商品支出也是居民人均消費(fèi)支出的一部分,對于農(nóng)村居民來說用于生活消費(fèi)的自給自足的產(chǎn)品支出也是居民人均消費(fèi)支出。居民每人全年平均消費(fèi)支出指標(biāo)能反映居民生活消費(fèi)水平。

    2.1.2 人均可支配收入

    居民用于最終消費(fèi)支出和儲蓄的總和是居民可支配收入,即居民可用于自由支配的收入。包括現(xiàn)金收入和實(shí)物收入。按照收入的來源,可支配收入有四項(xiàng):工資收入、經(jīng)營性凈收入、財(cái)產(chǎn)性凈收入和轉(zhuǎn)移性凈收入。

    2.1.3 人均儲蓄

    人均可支配收入扣除人均消費(fèi)支出后的余額即為人均儲蓄。

    2.1.4 產(chǎn)業(yè)增加值

    產(chǎn)業(yè)增加值分為第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值,反映各產(chǎn)業(yè)每年所創(chuàng)造的價(jià)值,是經(jīng)濟(jì)增長的支柱,是居民消費(fèi)支出與生活水平提升的重要保障。

    2.2 數(shù)據(jù)收集

    本文對城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出與潛在的影響因素逐個(gè)進(jìn)行一元回歸模型的建立。因此,本文在《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中分別收集城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值在2002年至2016年的數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)整理為表1。

    3 實(shí)證分析

    3.1 相關(guān)性分析

    在進(jìn)行被解釋變量與潛在的影響因素的回歸分析之前,本文先進(jìn)行相關(guān)性分析,若被解釋變量與潛在的影響因素之間的相關(guān)性強(qiáng),那么本文則對兩個(gè)變量進(jìn)行回歸模型的建立;若被解釋變量與潛在的影響因素之間的相關(guān)性弱,則沒有建立回歸模型的意義,本文不再對兩個(gè)變量進(jìn)行回歸模型的建立。

    本文通過皮爾遜相關(guān)系數(shù)對變量之間的相關(guān)性進(jìn)行分析。皮爾遜相關(guān)系數(shù)能反映兩個(gè)變量之間線性相關(guān)的程度,其取值范圍是-1與1之間。當(dāng)相關(guān)性系數(shù)為負(fù)數(shù)時(shí),說明兩變量之間的關(guān)系為負(fù)相關(guān);當(dāng)相關(guān)性系數(shù)為正數(shù)時(shí),說明兩變量之間的關(guān)系為正相關(guān);當(dāng)相關(guān)性系數(shù)為0時(shí),說明兩變量之間不存在線性關(guān)系。此外,若相關(guān)性系數(shù)的絕對值越接近1,說明變量的線性相關(guān)性越強(qiáng)。

    皮爾遜相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式為:

    通過皮爾遜相關(guān)系數(shù)的計(jì)算,得到變量之間的相關(guān)系數(shù)整理為表2,由結(jié)果可知,各個(gè)被解釋變量與其潛在的影響因素之間的相關(guān)性很強(qiáng),因此本文對這幾組變量分別進(jìn)行回歸分析并建立模型。

    3.2 回歸分析

    本研究取城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出為被解釋變量,分別記為Y1、Y2、Y3;分別取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值為解釋變量,分別記為X1、X2、X3、X4、X5、X6。模型設(shè)定如下:

    運(yùn)行Eviews軟件對以上收集到的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行一元線性回歸模型的建立,該過程中對參數(shù)的估計(jì)使用普通最小二乘法。

    3.2.1 城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

    通過將城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(X1)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y1= 1389.869 + 0.656X1(3)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.997,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(X1)增加1單位時(shí),城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)將增加0.656單位。

    3.2.2 城鎮(zhèn)居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值

    通過將城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)與第二產(chǎn)業(yè)增加值(X5)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y1= 3862.91 + 1.499X5(4)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.986,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增加值(X5)增加1單位時(shí),城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)將增加1.499單位,說明第二產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進(jìn)城鎮(zhèn)居民人均支出的增長。

    3.2.3 城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值

    通過將城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)與第三產(chǎn)業(yè)增加值(X6)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y1= 3972.054 + 2.041X6(5)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.983,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值(X6)增加1單位時(shí),城鎮(zhèn)居民人均支出(Y1)將增加2.041單位,說明第三產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進(jìn)城鎮(zhèn)居民人均支出的增長。

    3.2.4 農(nóng)村居民人均支出與農(nóng)村居民人均可支配收入

    通過將農(nóng)村居民人均支出(Y2)與農(nóng)村居民人均可支配收入(X2)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y2= 60.512 + 0.903X2(6)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.983,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入(X2)增加1單位時(shí),城鎮(zhèn)居民人均支出(Y2)將增加0.903單位。

    3.2.5 農(nóng)村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

    通過將農(nóng)村居民人均支出(Y2)與第一產(chǎn)業(yè)增加值(X4)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y2= -233.734 + 4.612X4(7)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.952,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增加值(X4)增加1單位時(shí),農(nóng)村居民人均支出(Y2)將增加4.612單位,說明第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進(jìn)農(nóng)村居民人均支出的增長。

    3.2.6 城鄉(xiāng)居民與城鄉(xiāng)居民人均儲蓄

    通過將農(nóng)村居民人均支出(Y3)與城鄉(xiāng)居民人均儲蓄(X3)輸入Eviews軟件,建模得到:

    Y3= 698.722 + 1.026X3(8)

    由運(yùn)算結(jié)果可知,該模型的可決系數(shù)R2為0.996,說明模型的擬合程度很高,該模型可靠。由模型可知,當(dāng)城鄉(xiāng)居民人均儲蓄(X3)增加1單位時(shí),城鄉(xiāng)居民人均支出(Y3)將增加1.026單位,說明城鄉(xiāng)居民人均儲蓄的增長能明顯促進(jìn)城鄉(xiāng)居民人均支出的增長。

    4 建議

    通過實(shí)證分析部分,可以得知居民可支配收入、產(chǎn)業(yè)增加值、居民儲蓄對居民人均支出都具有重要影響。結(jié)合以上實(shí)證分析的結(jié)果,本研究得出以下兩點(diǎn)建議。

    4.1 提升人均可支配收入,從而提升消費(fèi)能力

    首先,提升陜西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,從而提高陜西省居民可支配收入。一方面,要加大力度打造可持續(xù)發(fā)展的地方支柱產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)。例如上海以金融業(yè)為主打造了金融中心,深圳以創(chuàng)新為主成為了科技產(chǎn)業(yè)中心。目前,陜西省將現(xiàn)代化工、汽車、航空航天與高端裝備制造、新一代信息技術(shù)、新材料和現(xiàn)代醫(yī)藥作為支柱性產(chǎn)業(yè),這些產(chǎn)業(yè)具有發(fā)展前景,但仍需陜西省科學(xué)規(guī)劃、吸引人才、加大資金扶持力度,才能使得這些產(chǎn)業(yè)為陜西省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出更大貢獻(xiàn)。另一方面,統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展,逐步提升城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平的提升,可以使得更多農(nóng)村居民的收入得到提升。目前,陜西省的城鎮(zhèn)化水平約為56%,低于全國平均的城鎮(zhèn)化水平,說明陜西省在城鎮(zhèn)化的建設(shè)方面仍有很大的發(fā)展空間。

    其次,縮小貧富差距。基尼系數(shù)是用于衡量一個(gè)國家或地區(qū)貧富差距的指標(biāo),該值介于0和1之間,數(shù)值越高則表示貧富差距越大。據(jù)統(tǒng)計(jì),2018年中國的基尼系數(shù)超過0.4,即超過了基尼系數(shù)的警戒值,說明中國的貧富差距問題較為嚴(yán)重,大部分財(cái)富集中于少部分富人手中。然而,收入中等及中等以下的居民占據(jù)了陜西省人口的絕大部分,這些居民是消費(fèi)支柱的重要對象,因此消費(fèi)支出的增長需要依靠中等及中等收入以下的居民。陜西省政府在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí),應(yīng)該致力于縮小貧富差距,使得中等收入以下的居民的可支配收入得到提升。

    4.2 提升社會福利及保障水平,從而提升消費(fèi)意愿

    居民消費(fèi)支出的提升不僅依賴居民人均可支配收入的提升,也依賴居民消費(fèi)意愿的提升。居民消費(fèi)意愿在一定程度上可由居民儲蓄率來反映。據(jù)統(tǒng)計(jì),美國的人均居民儲蓄率為3.1%,英國的人均居民儲蓄率不足3%,而中國的人均居民儲蓄率遠(yuǎn)高于歐美國家的居民儲蓄率。之所以出現(xiàn)這種情況,是因?yàn)闅W美國家的社會福利、保障水平極高,居民不需要為了應(yīng)對生病、失業(yè)等情況而將大量收入作為儲蓄。而中國的社會福利保障水平遠(yuǎn)低于歐美國家,居民即使具有較高的收入,也不得不將收入的一大部分作為儲蓄。因此,為了提升居民消費(fèi)意愿,陜西省應(yīng)該逐步加強(qiáng)社會福利保障水平,使得居民敢于消費(fèi)。

    參考文獻(xiàn)

    [1]張夢奇.陜西省居民消費(fèi)與社會保障現(xiàn)狀分析及研究[J].新經(jīng)濟(jì),2015,(07).

    [2]李銀秀.城鄉(xiāng)居民收入、消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長分析——以陜西省為例[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì),2014,(02).

    [3]李銀秀.陜西省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè),2013,(11).

    [4]王悅慧.陜西城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平差異因素與影響程度分析[J].新西部(理論版),2016,(09).

    [5]田欣然.陜西省投資和消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長影響研究[D].楊凌:西北農(nóng)林科技大學(xué),2016,(05).

    [6]聶鵬.陜西省城鄉(xiāng)居民收入差距變化對消費(fèi)需求的影響分析[D].楊凌:西北農(nóng)林科技大學(xué),2011.

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