中國(guó)居民消費(fèi)水平影響因素的實(shí)證分析

劉金宇

摘要：文章研究中國(guó)居民消費(fèi)水平的影響因素，收集了全國(guó)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出，以及潛在的影響因素在1997～2016年間的數(shù)據(jù)。通過(guò)Pearson相關(guān)性分析變量之間的相關(guān)性后，對(duì)變量之間建立回歸模型，通過(guò)結(jié)果分析潛在因素對(duì)居民收消費(fèi)水平的影響。最后，文章從提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民收入兩方面出發(fā)，提出相關(guān)建議以提高中國(guó)居民消費(fèi)水平。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平;影響因素;回歸模型

一、研究背景

居民消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。通過(guò)消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來(lái)。居民消費(fèi)水平的提升具有重大的意義。一方面，居民消費(fèi)水平間接地反映了一個(gè)國(guó)家居民的平均生活狀況，是衡量國(guó)民生活水平的重要指標(biāo)。另一方面，居民消費(fèi)水平對(duì)于國(guó)家經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重要意義。

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)快速發(fā)展趨勢(shì)，1978年至2011年間34年的GDP增長(zhǎng)率各年平均值高達(dá)10%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3678.7億元增長(zhǎng)到2016年的741140.4億元，后者是前者的200倍之多。根據(jù)2018年1月18日官方公布的數(shù)據(jù)，中國(guó)在2017年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值超過(guò)82萬(wàn)億元，增長(zhǎng)率為6.9%，超過(guò)了官方設(shè)定為6.5%的增長(zhǎng)目標(biāo)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展引起全球各國(guó)的關(guān)注，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者預(yù)計(jì)中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將在10年內(nèi)超過(guò)美國(guó)，成為全球第一大經(jīng)濟(jì)體。中國(guó)經(jīng)濟(jì)之所以能夠得到快速的發(fā)展，居民消費(fèi)支出具有突出貢獻(xiàn)。中國(guó)的經(jīng)濟(jì)主要依靠“三駕馬車”拉動(dòng)，分別是消費(fèi)支出、投資、對(duì)外貿(mào)易，而其中消費(fèi)支出是最為重要的。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)，自1978年以來(lái)，消費(fèi)支出對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)了每年均超過(guò)30%，在部分年份的貢獻(xiàn)了甚至超過(guò)了90%。2017年，我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額達(dá)到36.6萬(wàn)億元，比2016年凈增3.4萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)10.2%，這是社會(huì)消費(fèi)品零售總額連續(xù)第14年實(shí)現(xiàn)兩位數(shù)增長(zhǎng)，消費(fèi)支出繼續(xù)發(fā)揮著拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)性作用。此外，2017年我國(guó)最終消費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為58.8%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)力十分明顯。

本文在此背景下，研究對(duì)居民消費(fèi)水平具有影響的因素，并提出相關(guān)建議，希望能對(duì)提升居民消費(fèi)水平有所幫助。

二、變量選取

（一）概念闡述

1. 居民人均支出

一年中居民消費(fèi)金額總數(shù)與居民人數(shù)的比值，該數(shù)值越高，說(shuō)明居民的生活水平越高。

2. 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指城鎮(zhèn)居民得到的可用于最終消費(fèi)支出和其他非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的人均值，即居民可以用來(lái)自由支配的收入。

3. 農(nóng)村居民人均純收入

農(nóng)村居民家人均純收入指的是農(nóng)村居民當(dāng)年從各個(gè)來(lái)源得到的總收入相應(yīng)地扣除所發(fā)生的費(fèi)用后的收入總和與農(nóng)村居民人數(shù)的比值。

之所以分別收集城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民人純收入，是因?yàn)槿珖?guó)人均可支配收入僅從2013開(kāi)始統(tǒng)計(jì)，因此本文分別收集這兩項(xiàng)數(shù)據(jù)，分別分析各自對(duì)居民消費(fèi)支出的影響。從理論上分析，城鎮(zhèn)居民個(gè)人可支配收入或農(nóng)村居民人均純收入越高，居民能用于自由支配的收入越高，那么用于消費(fèi)支出也會(huì)隨之增加。

4. 三大產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值增加值

在中國(guó)，第一產(chǎn)業(yè)是指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)是指采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)，是指除第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)。

理論上，居民消費(fèi)支出對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大意義，而反過(guò)來(lái)，國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值得到增長(zhǎng)，能創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位以及為居民帶來(lái)更高的收入水平，對(duì)居民的消費(fèi)水平具有重要意義。本文分別收集第一、二、三產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加值，分析它們對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響。

（二）數(shù)據(jù)收集

本研究將通過(guò)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)全國(guó)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)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，本研究在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分別收集全國(guó)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、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、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄在1997年至2016年的數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)整理為表1。

三、實(shí)證分析

（一）相關(guān)性分析

在通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)建立一元回歸模型之前，本文先分別計(jì)算XXX與各個(gè)潛在的因素之間的相關(guān)系數(shù)，以此預(yù)先判斷變量之間的相關(guān)性，若相關(guān)性低可不再對(duì)該影響因素建立一元回歸模型。反之，若相關(guān)性高則進(jìn)一步建立一元回歸模型。

判別兩個(gè)隨機(jī)變量之間相關(guān)性有多種指標(biāo)，其中Pearson相關(guān)性使用最普遍。其計(jì)算公式為：

其中，Cov（X，Y）是變量X與Y的協(xié)方差，Var（X）是變量X的方差，Var（Y）是變量Y的方差。

具體的，Pearson相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值介于0.8和1之間，說(shuō)明相關(guān)性極強(qiáng);介于0.6和0.8之間，說(shuō)明關(guān)系較強(qiáng);介于0.4和0.6之間，說(shuō)明關(guān)系中等;介于0.2和0.4之間，說(shuō)明關(guān)系較弱;介于0和0.2之間，說(shuō)明關(guān)系極弱或無(wú)相關(guān)關(guān)系。

本文分別選取全國(guó)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出為被因變量（即被解釋變量），分別記為Y1、Y2、Y3;分別取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、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、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄為自變量（即解釋變量），分別記為X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7。通過(guò)計(jì)算，變量之間的Pearson相關(guān)性如表2。

由結(jié)果可知，本文所選取的四個(gè)潛在的變量都與XXXX具有很高的相關(guān)系數(shù)，它們的Pearson相關(guān)系數(shù)都超過(guò)了0.9。因此，對(duì)這四個(gè)潛在的影響因素，本文都進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析，分別與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值建立一元回歸模型。

（二）回歸分析

在變量間相關(guān)性較強(qiáng)的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)行回歸分析，模型設(shè)定如下：

lnYj=β0+β1lnXi（j=1，2，3;i=1，2，3，4，5，6，7）（2）

本文將建立全國(guó)居民人均支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、全國(guó)居民人均儲(chǔ)蓄的回歸模型，農(nóng)村居民人均支出與農(nóng)村人均純收入、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的回歸模型，城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入、第三產(chǎn)業(yè)增加值的回歸模型。

運(yùn)用運(yùn)行Eviews軟件對(duì)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(guò)程中對(duì)參數(shù)的估計(jì)使用普通最小二乘估計(jì)。

1. 全國(guó)居民人均支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間全國(guó)居民人均支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY1=-1.567623+0.845499lnX1（3）

從運(yùn)算結(jié)果看，X1的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X1對(duì)Y1的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.993618，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得全國(guó)居民人均支出（元）增加0.845499%。

2. 全國(guó)居民人均支出與全國(guó)居民人均儲(chǔ)蓄

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間全國(guó)居民人均支出與全國(guó)居民人均儲(chǔ)蓄的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY1=-0.296606+0.763450lnX7（4）

從運(yùn)算結(jié)果看，X7的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X7對(duì)Y1的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.988454，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，全國(guó)居民人均儲(chǔ)蓄（元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得全國(guó)居民人均支出（元）增加0.763450%。

3. 農(nóng)村居民人均支出與農(nóng)村人均純收入

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間農(nóng)村居民人均支出與農(nóng)村人均純收入的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-0.348749+1.023435lnX5（5）

從運(yùn)算結(jié)果看，X5的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X5對(duì)Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.997972，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，農(nóng)村人均純收入（元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得農(nóng)村居民人均支出（元）增加1.023435%。

4. 農(nóng)村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間農(nóng)村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-3.156402+1.111428lnX2（6）

從運(yùn)算結(jié)果看，X2的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X2對(duì)Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.989517，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，第一產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得農(nóng)村居民人均支出（元）增加1.111428%。

5. 農(nóng)村居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間農(nóng)村居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-1.128587+0.805107lnX3（7）

從運(yùn)算結(jié)果看，X3的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X3對(duì)Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.959224，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，第二產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得農(nóng)村居民人均支出（元）增加0.805107%。

6. 城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY3=1.402607+0.845185lnX4（8）

從運(yùn)算結(jié)果看，X4的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X4對(duì)Y3的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.993296，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，城鎮(zhèn)人均可支配收入（元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得城鎮(zhèn)居民人均支出（元）增加0.845185%。

7. 城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值

通過(guò)在Eviews中輸入1997年至2016年之間城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，運(yùn)算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY3=2.052297+0.637477lnX4（9）

從運(yùn)算結(jié)果看，X4的t檢驗(yàn)P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)，說(shuō)明X4對(duì)Y3的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.995115，數(shù)值非常高，說(shuō)明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結(jié)果看，第三產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預(yù)計(jì)使得城鎮(zhèn)居民人均支出（元）增加0.637477%。

四、相關(guān)建議

結(jié)合以上實(shí)證分析的結(jié)果，本文得出以下兩大方面的建議。

（一）提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

居民消費(fèi)水平至按常住人口平均計(jì)算的居民消費(fèi)支出。即是居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是按市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的簡(jiǎn)稱。它是一個(gè)國(guó)家所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加，意味著國(guó)民經(jīng)濟(jì)水平提高，居民收入增加，居民的消費(fèi)能力提升，消費(fèi)水平隨之提高。反之，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值減少，居民的收入同步減少，消費(fèi)水平降低。當(dāng)前，大多數(shù)國(guó)家都致力提高居民的消費(fèi)水平。經(jīng)研究，我國(guó)居民的消費(fèi)水平與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值息息相關(guān)，要想提高我國(guó)居民的消費(fèi)水平，可研究國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值持續(xù)、穩(wěn)定、健康地發(fā)展，從而提高我國(guó)居民的消費(fèi)水平。基于此，本文提出以下三點(diǎn)建議：

首先，農(nóng)業(yè)是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)穩(wěn)，天下安。沒(méi)有農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化就沒(méi)有國(guó)家現(xiàn)代化。農(nóng)業(yè)不僅是影響國(guó)內(nèi)產(chǎn)生總值的重要因素，同時(shí)也是國(guó)家長(zhǎng)治久安的根基，而要想讓農(nóng)業(yè)發(fā)展，必須要走農(nóng)業(yè)深加工的道路，使農(nóng)業(yè)更加現(xiàn)代化。我們可以采取增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品供給保障能力、構(gòu)建農(nóng)業(yè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系、加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、培養(yǎng)新型農(nóng)民等方法來(lái)加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。

其次，通過(guò)提高生產(chǎn)效率提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。生產(chǎn)效率是指固定投入量下，制造的實(shí)際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出兩者間的比率。生產(chǎn)效率表面上是生產(chǎn)速度的快慢，實(shí)際上這是科學(xué)技術(shù)上的博弈。隨著時(shí)代的發(fā)展你和不斷進(jìn)步，現(xiàn)在早已不是人力生產(chǎn)占主要的年代，在絕大多數(shù)生產(chǎn)都要依靠機(jī)械來(lái)完成的情況下，科學(xué)技術(shù)的高低也就意味著生產(chǎn)速率的快慢，所以我們要加大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的研究，以及對(duì)創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)和吸收，提高生產(chǎn)效率，從而提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

最后，隨著一帶一路戰(zhàn)略的實(shí)施以及“引進(jìn)來(lái)，走出去”的影響，我國(guó)的對(duì)外投資大幅增加，我國(guó)來(lái)自國(guó)外的勞動(dòng)要素收入逐漸超出向國(guó)外支付的勞動(dòng)要素收入，來(lái)自國(guó)外的勞動(dòng)要素凈收入規(guī)模由負(fù)轉(zhuǎn)正并快速增長(zhǎng)。這些都宣告著，外向型經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位正逐漸提升，所占比重也在不斷增加。此外，隨著絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路建設(shè)的推進(jìn)，在新一輪全球化浪潮中我國(guó)對(duì)外開(kāi)放水平將得到提升，居民收入將進(jìn)一步增加，地區(qū)間差距將進(jìn)一步縮小。

（二）提高居民收入

居民收入是指一個(gè)國(guó)家物質(zhì)生產(chǎn)部門的勞動(dòng)者在一定時(shí)期內(nèi)創(chuàng)造的價(jià)值總和。居民的收入增加，消費(fèi)能力提升，消費(fèi)水平也會(huì)隨之提高。反之，如果收入降低，那么居民的消費(fèi)能力也會(huì)減弱，消費(fèi)水平也會(huì)降低。居民收入是影響居民消費(fèi)水平的一個(gè)重要因素，而實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入倍增是全面建成小康社會(huì)的重要目標(biāo)之一。隨著收入分配改革的不斷深化，2018年來(lái)城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)一些新的特點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)對(duì)居民收入增加帶來(lái)了新的挑戰(zhàn)，新常態(tài)下應(yīng)千方百計(jì)增加居民收入，不僅要深入推進(jìn)一系列改革措施，也要進(jìn)一步完善相關(guān)政策。

基于此，本文提出以下兩點(diǎn)建議：首先，通過(guò)科技進(jìn)步提高收入。近年來(lái)，技術(shù)密集型行業(yè)和新興行業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬水平持續(xù)領(lǐng)先于傳統(tǒng)行業(yè)和勞動(dòng)密集型行業(yè)，且保持較高水平的增長(zhǎng)速度。由于技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)，第三產(chǎn)業(yè)逐漸崛起，技術(shù)性收入日漸成為居民重要的收入增長(zhǎng)點(diǎn)?？梢?jiàn)，科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步逐漸影響著居民收入的高低，所以加大對(duì)科學(xué)研究的投資力度，注重對(duì)創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)和吸收，從而提高科技水平，才能促進(jìn)各行業(yè)快速發(fā)展，提高居民的收入。

其次，減少貧富差距。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)，2016年中國(guó)的基尼系數(shù)高達(dá)0.465，說(shuō)明貧富差距較為嚴(yán)重，大部分財(cái)富集中在少部分富人手中。然而，收入在中等及中等以下收入水平的居民才是消費(fèi)的主力，因此如何縮小貧富差距，提高中等及以下收入水平居民的收入至關(guān)重要。一方面，統(tǒng)籌區(qū)域的發(fā)展。中國(guó)中西部與東部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，城鄉(xiāng)之間發(fā)展水平也存在很大差距，因而導(dǎo)致不同區(qū)域、以及城鄉(xiāng)之間居民收入水平的較大差距。國(guó)家應(yīng)統(tǒng)籌好區(qū)域以及城鄉(xiāng)的發(fā)展，對(duì)于貧困地區(qū)、農(nóng)村給予政府資金扶持，拉動(dòng)地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以及提高居民收入。另一方面，加強(qiáng)財(cái)富監(jiān)督力度，保證稅收公平。稅收是國(guó)家二次分配、縮小財(cái)務(wù)收入差距的重要手段，然而實(shí)際情況中，收入較高的人群中不乏逃稅、漏稅的問(wèn)題。因此國(guó)家應(yīng)制定嚴(yán)格的稅收征收體系，加強(qiáng)對(duì)高收入人群的稅收征收監(jiān)察力度。在此基礎(chǔ)上，通過(guò)二次分配，對(duì)低收入人群進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)助。

五、總結(jié)

居民消費(fèi)水平間接地反映了一個(gè)國(guó)家居民的平均生活狀況，并且對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重要意義。本文通過(guò)收集相關(guān)數(shù)據(jù)并進(jìn)行實(shí)證分析，研究中國(guó)居民消費(fèi)水平的影響因素。數(shù)據(jù)方面，本文以全國(guó)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出三項(xiàng)變量分別作為因變量，并以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、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、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄等變量作為自變量，各項(xiàng)變量收集了在1997年至2016年間的數(shù)據(jù)。實(shí)證分析中，本文先通過(guò)Pearson相關(guān)性分析變量之間的相關(guān)性，確定變量之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性后，對(duì)變量之間建立一元回歸模型，并通過(guò)模型的結(jié)果分析潛在因素對(duì)居民收消費(fèi)水平的影響。最后，本文從提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民收入兩方面出發(fā)，提出相關(guān)建議以提高中國(guó)居民消費(fèi)水平。

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