基于多元統(tǒng)計(jì)的中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素研究

高娟

摘 ?要：城鎮(zhèn)居民消費(fèi)一直都是研究的熱點(diǎn)，也是人們關(guān)心的問題之一。該文利用中國統(tǒng)計(jì)年鑒和國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)2003—2017年的數(shù)據(jù)，在現(xiàn)有研究成果基礎(chǔ)上，從宏觀和動(dòng)態(tài)的層面，針對(duì)影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平波動(dòng)因素的指標(biāo)數(shù)據(jù)具體分析其影響因素。構(gòu)建了多元線性回歸模型，利用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)并進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型檢驗(yàn)，同時(shí)對(duì)消費(fèi)水平影響比較顯著的收入因素實(shí)施因子分析。最終給出了相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民 ?消費(fèi)因素 ?多元線性回歸 ?因子分析

中圖分類號(hào)：O212 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3791（2019）06（b）-0182-03

2018年政府工作報(bào)告中特別指出：順應(yīng)居民需求新變化擴(kuò)大消費(fèi)，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用;推進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，發(fā)展消費(fèi)新業(yè)態(tài)新模式，對(duì)各類侵害消費(fèi)者權(quán)益的行為依法懲處、絕不姑息。

在中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)環(huán)境下，增強(qiáng)居民消費(fèi)水平，對(duì)調(diào)整經(jīng)濟(jì)架構(gòu)，抵制“中等收入陷阱”意義重大。消費(fèi)需求的主體是城鎮(zhèn)居民，因此及時(shí)把握城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變動(dòng)趨勢(shì)，對(duì)其影響因素進(jìn)行分析，對(duì)于提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度與質(zhì)量具有重要實(shí)踐意義。

閱讀文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，該課題已有很多視角的研究。有學(xué)者在縱向研究基礎(chǔ)上，著重分析了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差異及成因。影響消費(fèi)水平的因素很多，只有合理添加變量，才可使模型更好地?cái)M合實(shí)際消費(fèi)情況。該文根據(jù)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)，以2003—2017年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、住宅商品房平均銷售價(jià)格、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值以及城鎮(zhèn)居民就業(yè)人員數(shù)5種影響因素的數(shù)據(jù)資料為基礎(chǔ)，采用OLS和因子分析法進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)一步分析可能的消費(fèi)影響因素。

1 ?對(duì)中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析

1.1 回歸模型的建立

利用多元線性回歸模型，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié)（元）為被解釋變量，解釋變量分別為城鎮(zhèn)居民純收入X1（元），城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X2（元），住宅商品房平均銷售價(jià)格X3（元/m2），人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4（元），城鎮(zhèn)居民就業(yè)人員數(shù)X5（萬人），構(gòu)建模0型為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ，式中，是常數(shù)，是回歸模型系數(shù)，μ是隨機(jī)變量。

1.2 數(shù)據(jù)的處理與分析

1.2.1 數(shù)據(jù)的選擇

利用2004—2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)中的2003—2017年中國城鎮(zhèn)居民各指標(biāo)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

1.2.2 回歸模型的參數(shù)估計(jì)

利用Eviews8對(duì)上述官方數(shù)據(jù)運(yùn)用最小二乘法OLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，通過軟件輸出結(jié)果，得到最小二乘法OLS估計(jì)模型的方程如下：

Y=1258.7+0.418×X1+5.414×X2-0.186×X3+0.255×X4

+0.016×X5

（t） ?（0.200050）（2.516524）（0.111028）（-0.508117） （2.092892）（0.142459）

1.2.3 回歸模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

（1）上式中調(diào)整的擬合優(yōu)度=0.998973，表明該模型的擬合效果很好。再對(duì)自變量X1進(jìn)行t檢驗(yàn)：H0∶β1=0，H1：β1≠0，在顯著性水平0.05下，P值=0.0330<給定的顯著性水平0.05，因此在此小概率下原假設(shè)是被拒絕的，即X1能顯著的解釋城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié);而顯著性水平0.05比X1，X2，X3，X4，X5的P值都要小，即不可以拒絕，因此 X1，X2，X3，X4，X5不能顯著解釋城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié)。

（2）回歸整體顯著的F檢驗(yàn)。

該實(shí)驗(yàn)中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為2723.535，其對(duì)應(yīng)P為0.000，表示整個(gè)回歸方程通過顯著性檢驗(yàn)，且極為顯著。

1.2.4 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的檢驗(yàn)與克服

（1）多重共線性的檢驗(yàn)。

根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量和P值，僅有變量X1是通過檢驗(yàn)的，即較為顯著，其他自變量都不顯著;模型調(diào)整的擬合優(yōu)度達(dá)到0.99897，同時(shí)方程整體的F檢驗(yàn)很顯著。所以多重共線性存在于模型中的可能性非常大。

根據(jù)Eviews軟件輸出的自變量相關(guān)系數(shù)矩陣表，得出多重共線性的確存在。于是，對(duì)其進(jìn)行逐步最小二乘回歸估計(jì)（STEPLS），根據(jù)軟件輸出結(jié)果可得出修正后的回歸方程為：

Y=0.451248×X1+0.193367×X4+0.082117×X5

（t） ?（4.475226） ?（3.488952） ?（8.313007）

同時(shí)可以看到，在給定的=0.05下，X1對(duì)應(yīng)的P值為0.0008，X4對(duì)應(yīng)的P值為0.0045，X5對(duì)應(yīng)的P值0.0000都是小于顯著性水平=0.05的，可見該方程的各項(xiàng)系數(shù)均通過了t檢驗(yàn)，同時(shí)調(diào)整擬合優(yōu)度，也表明了擬合效果很好。

（2）異方差性的檢驗(yàn)。

為降低數(shù)據(jù)損失采用沒有交叉項(xiàng)情形進(jìn)行懷特檢驗(yàn)。由軟件輸出結(jié)果知，伴隨概率P=0.2496，在 a=0.05的顯著性水平下P>0.05，因此模型不存在異方差。

（3）序列相關(guān)性檢驗(yàn)。

LM乘數(shù)檢驗(yàn)法是檢驗(yàn)高階序列相關(guān)性的方法，利用Eviews8軟件計(jì)算結(jié)果看出伴隨概率P=0.6416>0.05，可知模型不存在二階序列相關(guān)。

因此模型中多重共線性已被消除，不存在異方差，無二階自相關(guān)。對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響比較顯著的因素是人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民就業(yè)人員數(shù)和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，隨著它們的提高而提高。

1.3 對(duì)收入來源的因子分析

由上述分析知城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)水平的影響較為顯著，因此針對(duì)收入來源做進(jìn)一步的因子分析。根據(jù)2018年中國統(tǒng)計(jì)年鑒，選取東部地區(qū)（京津冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵及瓊）、中部地區(qū)（晉、皖、贛、豫、鄂及湘）、西部地區(qū)（蒙、桂、渝、川、貴、云、藏、陜、甘、青、寧及新）和東北地區(qū)（遼、吉及黑）2017年城鎮(zhèn)居民收入來源的4項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)：工資性收入X1（元），經(jīng)營凈收入X2（元），財(cái)產(chǎn)凈收入X3（元），轉(zhuǎn)移凈收入X4（元）。

利用SPSS 19.0軟件對(duì)上述數(shù)據(jù)先做標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后進(jìn)行因子分析，得到總方差解釋表。總方差解釋表顯示，前3個(gè)因子累計(jì)方差百分比為97.927%，基本體現(xiàn)了初始變量的絕大信息。因此，可以利用降維后的3個(gè)因子的變化來刻畫原始指標(biāo)的變化。再對(duì)前3個(gè)因子進(jìn)行方差極大法正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣在軟件輸出結(jié)果給出，由旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣可知：第一個(gè)因子基本反映了家庭工資性收入（0.970）、財(cái)產(chǎn)凈收入（0.900）兩個(gè)方面的信息（均達(dá)到了90%及以上）。第二個(gè)因子基本反映了轉(zhuǎn)移凈收入的信息（達(dá)到了94.2%）。第三個(gè)因子基本反映了經(jīng)營凈收入的信息（達(dá)到了99.4%）。基于此可將前3個(gè)因子表示成如下的線性組合形式：

進(jìn)一步利用SPSS得到中國城鎮(zhèn)居民各地區(qū)收入來源因子得分結(jié)果?？梢钥闯觯本┰诘谝粋€(gè)因子得分（2.89366）上高于其他地區(qū)，其次是上海（2.25472）、廣東（2.11164）、浙江（1.51972）。上海在第二個(gè)因子上的得分（2.65278）最高，其次是北京（1.45441）。浙江在第三個(gè)因子得分（2.74458）上遠(yuǎn)高于其他地區(qū)。這是因?yàn)楸本⑸虾?、廣東、浙江都屬于東部地區(qū)，東部地區(qū)憑借著優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、人才優(yōu)勢(shì)以及科技創(chuàng)新能力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展遠(yuǎn)超其他地區(qū)。內(nèi)蒙古在第三個(gè)因子上的得分（1.73665）也相對(duì)較高，主要是由于西部地區(qū)在一定程度上積極利用了“西部大開發(fā)”和“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”等國家政策扶持，承接?xùn)|、中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，優(yōu)化該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，利用當(dāng)?shù)芈糜蔚热宋馁Y源發(fā)展西部經(jīng)濟(jì)。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的主要原因是教育資源匱乏和人才儲(chǔ)備較少，因此西部地區(qū)應(yīng)大力發(fā)展教育事業(yè)，吸引人才落戶就業(yè)，使居民收入呈現(xiàn)多元化格局，從而推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。

2 ?結(jié)論及政策建議

2.1 結(jié)論

模型結(jié)果表明，若其他影響因素不變，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每上升1元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均上升0.451248元（比2015年的文獻(xiàn)結(jié)果增加），由此可見收入對(duì)消費(fèi)水平持續(xù)增加的正影響。城鎮(zhèn)人均GDP每上升1元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均上升0.19336元， 城鎮(zhèn)居民就業(yè)人員數(shù)每上升1萬人，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平平均上升0.082117元。

通過上述分析，給出以下幾個(gè)措施以在一定程度上促進(jìn)中國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)。

2.2 政策建議

2.2.1 提高城鎮(zhèn)居民的收入水平

（1）確保就業(yè)者工資收入可持續(xù)增長(zhǎng)。

新常態(tài)下，努力實(shí)現(xiàn)工資性收入快速增加是城鎮(zhèn)居民增收的重要著力點(diǎn)。主要是在企業(yè)內(nèi)把工資制度不斷完善，逐步降低行業(yè)工資收入差距，穩(wěn)定提高企業(yè)一般職工工資水平;讓創(chuàng)意創(chuàng)造的分配激勵(lì)機(jī)制在機(jī)關(guān)事業(yè)單位績(jī)效工資制度中得到健全鼓勵(lì);有效落實(shí)勞動(dòng)者就業(yè)扶持政策。采取有效形成以社會(huì)保障部門為核心，教育部門積極配合，人民群眾踴躍參加的職業(yè)技能培訓(xùn)體系。

（2）確保經(jīng)營者營業(yè)收入可持續(xù)增長(zhǎng)。

加強(qiáng)市場(chǎng)保障，營造良好氛圍。同時(shí)加大稅費(fèi)優(yōu)惠力度，強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)信貸支持，簡(jiǎn)化貸款手續(xù)，加強(qiáng)對(duì)個(gè)體工商戶的培訓(xùn)，提升經(jīng)營者素質(zhì)和創(chuàng)新能力;放寬經(jīng)營條件，掀起全民創(chuàng)業(yè)新高潮，顯著提高私營經(jīng)濟(jì)對(duì)收入增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用;改善融資環(huán)境，保證各項(xiàng)優(yōu)惠政策確實(shí)落實(shí)到位，將之納入地方政府考核體系。

（3）確保居民的財(cái)產(chǎn)收入可持續(xù)增長(zhǎng)。

財(cái)產(chǎn)性收入屬于自主性收入，與其他收入來源相比有著其特殊的優(yōu)勢(shì)。主要是加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加居民財(cái)產(chǎn);提高群眾理財(cái)能力和水平是財(cái)產(chǎn)性收入穩(wěn)定增加的重要保證。金融機(jī)構(gòu)和政府相關(guān)部門需加強(qiáng)針對(duì)居民金融理財(cái)知識(shí)的宣傳和培訓(xùn)，改變依靠存款保值的現(xiàn)狀，逐步實(shí)現(xiàn)居民投資渠道多樣化，實(shí)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)穩(wěn)定增值;健全金融市場(chǎng)與金融工具。積極開發(fā)適合中低收入階層的理財(cái)產(chǎn)品，創(chuàng)新產(chǎn)品功能，全方面滿足人民群眾投資、儲(chǔ)蓄和保障的需求。

2.2.2 加速推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程

根據(jù)2018年《政府工作報(bào)告》，為促進(jìn)消費(fèi)要繼續(xù)貫徹實(shí)行以往的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，逐步實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展。制定一系列區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的改革創(chuàng)新措施。新型城鎮(zhèn)化主要通過發(fā)揮城市聚集效應(yīng)，縮小市場(chǎng)交易成本，提高生產(chǎn)效率和交易效率，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。城鎮(zhèn)化將是國家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的一個(gè)十分重要的動(dòng)力源泉。

2.2.3 促進(jìn)城鎮(zhèn)居民高質(zhì)量就業(yè)

為贏得城鎮(zhèn)居民的高質(zhì)量就業(yè)，在2018年《政府工作報(bào)告》中提出相關(guān)措施，其中調(diào)研城鎮(zhèn)失業(yè)率被首回納入預(yù)期目標(biāo)。事實(shí)上，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)必須在就業(yè)機(jī)遇、就業(yè)環(huán)境、就業(yè)能力及就業(yè)結(jié)構(gòu)等方面進(jìn)一步優(yōu)化，勢(shì)必面對(duì)若干挑戰(zhàn)：幾乎每年不斷上升的加入就業(yè)市場(chǎng)的勞動(dòng)者，但日益進(jìn)步的科技水平，或許使就業(yè)崗位在短時(shí)間內(nèi)減少;相對(duì)落后的傳統(tǒng)就業(yè)服務(wù)手段、理念等;在一定范圍和一定程度上依然存在就業(yè)歧視。對(duì)就業(yè)任務(wù)的注重，已在2018年財(cái)政支出費(fèi)用預(yù)算上給予體現(xiàn)。

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