關(guān)于我國居民消費(fèi)水平的實(shí)證分析

安艷慶

摘 要：20世紀(jì)以來，我國人民的生活水平在不斷提高，國內(nèi)生產(chǎn)總值也突飛猛擊，到2016年為止，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值已高達(dá)743585.5億元。隨著國家的高質(zhì)量發(fā)展，我國居民的消費(fèi)水平也逐步提高。本文以1997年-2016年的我國居民消費(fèi)水平、人均可支配收入、人均GDP和財(cái)政支出的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，定量地分析我國居民消費(fèi)水平和與其相關(guān)的指標(biāo)之間的關(guān)系，對(duì)其進(jìn)行初步的研究，并提出建議。

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，2016年國內(nèi)生產(chǎn)總值高達(dá)743585.5億元。伴隨著經(jīng)濟(jì)總量的增長，居民消費(fèi)水平顯著提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在逐漸深化轉(zhuǎn)型，邁向更高水平的消費(fèi)領(lǐng)域。

目前，我國正處于經(jīng)濟(jì)體制改革的特殊時(shí)期，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和增長動(dòng)力升級(jí)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)很大程度上取決于擴(kuò)大居民消費(fèi)戰(zhàn)略的實(shí)施效果。因此，本文將建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來對(duì)此問題進(jìn)行分析。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平;最小二乘法;計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué);模型

一、我國的居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀

隨著經(jīng)濟(jì)改革的不斷深入，我國的經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生巨大變化，由過去長期存在的短缺經(jīng)濟(jì)和賣方市場(chǎng)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬?duì)過剩經(jīng)濟(jì)和買方市場(chǎng)，消費(fèi)環(huán)境也隨之改變，影響我國居民消費(fèi)水平的因素有很多，主要集中在以下幾個(gè)方面：居民收入、人均GDP、財(cái)政支出、通貨膨脹率、人口老齡化、財(cái)政支出、稅收等等。

二、影響因素分析

1.居民人均可支配收入：居民收入影響居民的購買力，影響支付能力，從而影響居民的消費(fèi)水平。其中稅收、失業(yè)情況等等現(xiàn)狀會(huì)影響到居民的收入水平，從而間接影響居民的消費(fèi)水平。居民的收入是影響居民消費(fèi)水平最重要的原因。收入決定著消費(fèi)額以及消費(fèi)商品的等級(jí)，居民的可支配收入越多，居民的消費(fèi)水平越高。

2.人均GDP：綜合國力的發(fā)展最終都體現(xiàn)在日常生活中。人均GDP的增長，為居民消費(fèi)創(chuàng)建了良好的條件。

3.財(cái)政支出：近幾年，為提高人民生活水平，實(shí)現(xiàn)全面小康社會(huì)，政府在居民生活的各個(gè)方面都給予了大力支持與幫助，出臺(tái)了各種惠民政策，以增加財(cái)政支出提高居民的消費(fèi)水平。

4.人口老齡化：隨著互聯(lián)網(wǎng)的推廣，電子商務(wù)市場(chǎng)的興起，有許多消費(fèi)模式都轉(zhuǎn)變?yōu)榫W(wǎng)上消費(fèi)，為消費(fèi)搭建了一定的門檻，由于中老年人不能與時(shí)俱進(jìn)，為消費(fèi)行為增添了一定的難度，從而影響居民的消費(fèi)水平。

5.稅收：雖然十九大提出對(duì)稅制改革的政策，但是對(duì)很多人來說稅收依然成為人們消費(fèi)行為的障礙。隨著通貨膨脹的作用，導(dǎo)致居民有著強(qiáng)烈的危機(jī)意識(shí)，加之稅收的作用，加深了消費(fèi)障礙。

三、計(jì)量模型的建立

1.指標(biāo)與模型的選擇

本研究中，我將選定中國居民的消費(fèi)水平作為被解釋變量Y。在選擇解釋變量時(shí)，如果把上述指標(biāo)均作為解釋變量會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性，以及居民的消費(fèi)心理等存在諸多可變因素，隨意性較強(qiáng)，將不作為主要的解釋變量進(jìn)行研究。因此，選擇我國人均可支配收入（X2）、人均GDP（X3）、財(cái)政支出（X4）、商品價(jià)格指數(shù)（X5）作為解釋變量。

確定模型：

2.數(shù)據(jù)

我選取了1997年到2016年的人均可支配收入、人均GDP、財(cái)政支出、商品價(jià)格指數(shù)這五個(gè)指標(biāo)，在國家統(tǒng)計(jì)局找到了相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于居民消費(fèi)水平與時(shí)間息息相關(guān)，所以我選取的是從1997年到2016年間連續(xù)的數(shù)據(jù)。

四、計(jì)量模型的實(shí)證分析

經(jīng)Eviews軟件回歸，得回歸方程為：

回歸方程結(jié)果顯示，可決系數(shù)R2為0.999683，表明該模型的解釋變量解釋了1997年-2016年我國居民的消費(fèi)水平變異的99.96683%。

五、檢驗(yàn)

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，建立的模型能否揭示研究對(duì)象的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中眾多因素之間的關(guān)系，能否在實(shí)踐中應(yīng)用，還要取決于模型能否通過檢驗(yàn)，判定其在理論上是否有意義，在統(tǒng)計(jì)上是否有足夠的可靠性。

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型中的變量和參數(shù)都有特定的經(jīng)濟(jì)含義，我們對(duì)這些變量及參數(shù)的符號(hào)和取值范圍進(jìn)行分析和判斷是否符合經(jīng)濟(jì)意義。通過模型可知，居民的消費(fèi)水平與人均收入、人均GDP、財(cái)政支出均成正相關(guān)關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般意義，經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)通過。但是，商品的價(jià)格指數(shù)應(yīng)與居民消費(fèi)水平呈負(fù)相關(guān)，則商品的價(jià)格指數(shù)不符合經(jīng)濟(jì)意義，因此，商品的價(jià)格指數(shù)（X5）的經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)不通過，我將剔除商品的價(jià)格指數(shù)。

2.統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)主要包括對(duì)模型的擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)、用假設(shè)檢驗(yàn)和方差分析方法對(duì)變量顯著性的檢驗(yàn)等。

首先，可決系數(shù)R2值為0.999662，模型擬合優(yōu)度很好。其次，對(duì)變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。經(jīng)Eviews得到：當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量人均可支配收入、財(cái)政支出分別對(duì)居民消費(fèi)水平都有顯著性的影響。當(dāng)給定顯著性水平α=0.05時(shí)，由于對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為0.5360，小于，表明在該顯著性水平下，人均GDP對(duì)居民消費(fèi)水平?jīng)]有顯著的影響。綜上所述，人均可支配收入、財(cái)政支出的t檢驗(yàn)均通過，人均GDP的t檢驗(yàn)不通過，我們考慮可能在解釋變量中存在多重共線性的問題。

最后，對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。由于F=15766.93>Fα（3，17）=3.20，說明回歸方程顯著，即“我國人均收入”、“人均GDP”、“財(cái)政支出”變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“居民消費(fèi)水平”有顯著影響。

3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠穹嫌?jì)量經(jīng)濟(jì)方法的基本假定，我將檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭凶兞渴欠翊嬖诙嘀毓簿€性、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谧韵嚓P(guān)和異方差性。

（1）多重共線性檢驗(yàn)

用解釋變量的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，利用Eviews軟件計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，得：

由上表可知，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)該模型存在多重共線性問題。

為了進(jìn)一步證實(shí)多重共線性問題，我們做了輔助回歸：當(dāng)被解釋變量分別為X2，X3，X4時(shí)，R2分別為0.9984、0.9937、0.9981，VIFj分別為612.7451、158.2279、522.7392。由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，且方差擴(kuò)大因子VIFj≥10，說明存在嚴(yán)重的多重共線性問題。接下來，我將確定是哪一個(gè)解釋變量引起的多重共線性問題。采用逐步回歸檢驗(yàn)法：

我選取X2初始的解釋變量。分別引入X3，X4，觀察并比較R2的值。當(dāng)進(jìn)一步引入X4時(shí)，R2=0.999615>0.999495，可見，當(dāng)引入解釋變量X4時(shí)，可調(diào)整的可決系數(shù)更高，擬合優(yōu)度更好。由于在X2，X4的基礎(chǔ)上再次引入X3，由于R2=0.999615>0.999598，因此，為最佳的回歸方程。

（2）自相關(guān)檢驗(yàn)

建模過程中的基本假設(shè)之一是隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立，如果出現(xiàn)Cov（εi，εj）≠0，其中i≠j（i，j=1，2，...n），隨機(jī)誤差項(xiàng)之間不是完全相互獨(dú)立，而存在著某種相關(guān)性，也就出現(xiàn)了序列相關(guān)性。

我將采用D.W.檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷碾S機(jī)誤差項(xiàng)的自相關(guān)性，由于D.W.=1.910215滿足條件，說明該模型無自相關(guān)。為了防止高階自相關(guān)，我們進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，最終表明該模型不存在高階自相關(guān)。

（3）異方差檢驗(yàn)

我將采用White檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械漠惙讲钚裕鹤鲚o助函數(shù)并利用Eviews軟件得：nR2=11.55843，由White檢驗(yàn)知，因?yàn)閚R2=11.55843>（5）=11.0705，表明模型存在異方差。因此，我將利用加權(quán)最小二乘估計(jì)來修正異方差：我選為權(quán)數(shù)，經(jīng)檢驗(yàn)，當(dāng)權(quán)數(shù)時(shí)，模型的擬合優(yōu)度最好，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)均通過，經(jīng)white檢驗(yàn)，模型消除異方差，模型最優(yōu)：

該模型表示，在財(cái)政支出不變情況下，當(dāng)人均可支配收入每增加1元，我國居民消費(fèi)水平提高0.6644元;在人均可支配收入不變的情況下，當(dāng)財(cái)政支出每增加1億元，我國居民消費(fèi)水平提高0.0220元。

六、結(jié)論及政策建議

本文使用1997年-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立了我國居民消費(fèi)水平和眾多影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，驗(yàn)證了我國居民消費(fèi)水平與其眾多影響因素之間的關(guān)系，得到以下結(jié)論：由本文所建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，我們可以看出人均可支配收入對(duì)我國居民消費(fèi)水平的影響更大。

依據(jù)上述結(jié)論，由于通貨膨脹的影響，我國居民的名義收入增加，然而我國對(duì)收入的起征點(diǎn)仍然很低，導(dǎo)致居民的可支配收入很少，因此我國應(yīng)該適當(dāng)提高起征點(diǎn)，使得居民的可支配收入增加，刺激居民的消費(fèi)欲望，從而提高居民的消費(fèi)水平。其次，我國應(yīng)該加大對(duì)居民教育水平的培養(yǎng)，建立良好的消費(fèi)環(huán)境以及提高居民的收入水平，從而提高居民的消費(fèi)水平。

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