我國居民消費水平影響因素分析

□文/ 彭思維

（西南大學西塔學院 重慶）

［提要］ 21 世紀以來，投資、消費、出口“三駕馬車”推動我國經濟高速發展，但我國經濟增長存在過度依賴出口，內需方面也以固定資產投資為主的短板。本文基于經濟學關于消費的基本理論，采用計量經濟學分析方法，使用Evi ews 軟件對影響居民消費水平的因素進行參數估計和檢驗。根據回歸結果得出結論：我國經濟發展的結構性矛盾仍較為突出，存在城鄉居民收入差距較大、收入分配不合理等問題，抑制社會消費水平的進一步提高，并就此提出政策建議。

一、引言

本文主要研究我國2000～2019年居民消費水平的影響因素。為實現我國經濟新常態下高質量發展，更好地擴大內需促進消費，有必要對影響我國居民消費水平的因素進行實證研究，分析各因素對消費的影響程度和作用途徑，以期得出針對性的對策。

二、影響居民消費水平的主要因素實證分析

我們將居民人均消費支出（元）設為被解釋變量y、城鎮居民人均可支配收入（元）設為解釋變量x1、農村居民人均純收入（元）設為解釋變量x2、國內生產總值（億元）設為解釋變量x3、貨幣和準貨幣（M2）供應量（億元）設為解釋變量x4、財政支出（億元）設為解釋變量x5、基尼系數設為x6。作為模型設定為：

本文收集2000～2019年20年間我國經濟指標對應模型變量的20 個觀測值，居民人均消費支出、城鎮居民人均可支配收入、農村居民純收入、國內生產總值、M2貨幣供應量、政府財政支出的數據均來源于國家統計局歷年統計年鑒，基尼系數數據來源于《中國住戶調查統計年鑒》以及國家統計局相關發布。另外，收集居民消費價格指數（1978=100）作為變量數據名義價格調整為實際價格的工具，設為x7。

（二）參數估計

1、模型估計。我們假設計量模型及其擾動項均滿足各項古典假設，使用普通最小二乘法估計參數，建立消費函數回歸模型，使用Eviews8.0 軟件進行多元回歸，令其為（2）式，得到結果如下：

2、模型檢驗。簡單分析判斷，x1、x6在顯著性水平 α=0.05 的水平下p 值不顯著。且經過理論分析變量x1、x2與被解釋變量變動關系應當正相關，x1、x2變量系數不符合經濟學意義，認為該模型可能存在違背古典假設的偏誤，接下來進行相關檢驗與修正。

（三）多重共線性檢驗與修正。多重共線性是指計量模型中各解釋變量之間由于相關關系導致模型發生估計偏誤。常見檢驗多重共線性的方法有：直觀判斷法、簡單相關系數法、逐步回歸法等。常見修正方法有經驗方法修正、逐步回歸法等，通常解釋變量之間相關系數大于0.8 則認為有較強的多重共線性，本文采取簡單相關系數法進行判斷，輸出結果顯示 x1、x2、x3、x4、x5變量間存在較強的多重共線性。

本文采用經驗方法和逐步回歸兩種方法修正模型的多重共線性。首先，對各解釋變量使用居民物價指數調整為實際價格，再將回歸方程兩邊取對數，即：lnpy=log（y/x7）、lnpx1=log（x1/x7）、lnpx2=log（x2/x7）、lnpx3=log（x3/x7）、lnpx4=log（x4/x7）、lnpx5=log（x5/x7）、lnpx6=log（x6/x7）。其次，進行逐步回歸?；貧w結果發現，當lnpx1與 lnpx2作為解釋變量建立回歸方程，lnpx3、lnpx4、lnpx5、lnpx6作為解釋變量建立回歸方程回歸結果相對較好。于是，建立修正模型為：

將原模型分為兩個模型分別進行回歸。所有解釋變量均通過顯著性水平α＝0.05 的水平下的顯著性檢驗，A－R2分別為（0.999309 和0.998216），初步顯示模型擬合較好，且各解釋變量系數均符合經濟學意義。

該病的高發群體為女性,對于此病的傳統治療以開放性手術為主,但是開放性手術對于女性而言,會造成過大的瘢痕,影響美觀,且手術時間長,術中出血量大,所以病患對此治療手段仍有異聲。小切口甲狀腺切除術屬于微創手術,可以減少手術時間,減少術中出血量,縮小創口。

（四）異方差性檢驗。異方差性是指被解釋變量觀測值的分散程度隨著解釋變量變化而變化，使得模型估計違背經典線性回歸基本假設。本文采取White 檢驗法，對兩個一次修正過的回歸方程進行White 檢驗。（3）式模型伴隨概率為p=0.0627，（3）式模型伴隨概率p=0.5031，在給定顯著性水平α=0.05 下，兩式模型伴隨概率均大于0.05，所以模型中不存在異方差。

（五）序列相關的檢驗與修正。序列相關又稱自相關，指回歸模型中擾動項之間存在著相關關系。序列相關的檢驗方法有圖示檢驗法、DW 檢驗法、Breusch-Godfrey 檢驗法等。本文采取DW 檢驗法。

（3）式模型由回歸結果可知DW=0.741591，在給定顯著性水平α=0.05 下，樣本容量為20，變量數為2 個，查DW 統計表可知dL=1.100，dU=1.537，說明模型存在一階正自相關。

采用Cochrane-Orcutt 迭代法對其進行修正，根據AR（1）的回歸系數得出ρ_hat=0.769534，故修正后的估計結果為：

再次采用Breusch-Godfrey 檢驗，設定滯后階數為1 階，得到其伴隨概率為 p=0.6933＞0.05，不拒絕原假設，且 RESID（-1）的伴隨概率p=0.7390 不顯著，故修正后的模型不存在序列相關。

估計結果整理得：

（4）式模型DW=1.671826，在給定顯著性水平α=0.05 下，查 DW 統計表可知 dL=0.894，dU=1.828，DW 檢驗失效，對其進行Breusch-Godfrey 檢驗，對比不同滯后階數下AIC、SC、HQC信息準則大小，發現滯后2 階信息準則最小，故選用滯后2 階的結果，其伴隨概率為p=0.1302＞0.05，故不存在序列相關。

（六）最優模型檢驗及經濟意義解釋

1、經濟意義檢驗。根據以上一系列的模型修正，（7）式與（4）式為最優模型。（7）式模型估計結果表明，假定其他條件不變的情況下，城鎮居民人均可支配收入增長1%，居民人均消費水平增長0.417839%；農村居民人均純收入增長1%，居民人均消費水平增長0.661798%。古典消費理論認為高收入群體邊際消費傾向較低，低收入群體邊際消費傾向較高，回歸結果符合城鄉居民收入差距導致的邊際消費傾向不同。根據宋平平等（2020）的研究，2015年我國城鎮居民總體邊際消費傾向在0.56 左右，農村居民總體邊際消費傾向在0.64 左右，這與（7）式模型回歸結果較為吻合，符合經濟學理論與實際。

（4）式模型估計結果表明，國內生產總值增長1%，居民人均消費水平增長0.630321%；M2 貨幣供應量增長1%，居民人均消費水平增長0.862147%；財政支出增長1%，居民人均消費水平降低0.784419%；基尼系數增長1%，居民消費水平降低0.753935%。根據國家統計局的發布，2018年全年最終消費支出對GDP 的增長貢獻率為76.2%，2019年消費支出對GDP 增長貢獻率為57.8%，與模型估計基本相符。貨幣供應量增加導致居民名義收入增加，可支配收入增加，從而促進居民消費水平的提高。財政支出對居民消費水平的貢獻結論尚不明朗，具體取決于財政支出的具體結構，簡單回歸結果體現財政支出對居民消費存在擠出效應?；嵯禂刁w現的國民收入差距，消費理論認為收入差距過大會抑制消費，與回歸結果相符。

2、統計檢驗

Adj ust ed R-squar ed：（8） 式模型 A-R2=0.998592，（9）式模型A-R2=0.999497，說明模型對樣本的擬合程度良好。

F 檢驗：（8）式模型，給定顯著性水平為 α=0.05，從 F 分布表中查出臨界值 Fα（5，13）=3.025，由回歸結果可知 F=11928.30＞Fα（5，13），（9）式模型給定顯著性水平為α=0.05，從F分布表中查出臨界值Fα（4，15）=3.056，由回歸結果可知F=2658.795＞Fα（4，15），說明回歸方程顯著。

t 檢驗：給定顯著性水平 α=0.1，（8）式模型，從 t 分布表中查出t 檢驗臨界值t2/α（16）=1.746，由回歸結果可以看出（8）式模型各解釋變量系數t 值分別為1.957713，3.697284。（9）式模型，從 t 分布表中查出檢驗臨界值 t2/α（16）=1.753，由回歸結果可以看出（9）式模型各解釋變量系數t 值分別為（4.097306）（6.601119）（-4.713083）（-10.12016）。兩個模型所有解釋變量均通過在顯著性α=0.1 下的顯著性檢驗。說明所有解釋變量均對被解釋變量居民人均消費水平產生顯著影響。

3、計量檢驗。（8）、（9）式模型經多重共線性檢驗與修正、異方差性檢驗、序列相關檢驗與修正，一定程度緩解了原始回歸多重共線性的影響，在給定顯著性水平下基本消除了異方差性和序列相關對回歸的不利影響。

三、結論及政策建議

（一）結論。我國經濟發展進入新常態，消費水平的增長對經濟增長的推動作用日益明顯。為了促進我國經濟的平穩健康發展，堅持擴內需促消費的戰略，提高居民消費水平是關鍵。本文采用計量經濟學的研究方法對影響我國居民消費水平的因素進行了實證分析，得出以下結論：隨著我國經濟增長方式的轉型，在經濟發展中面臨的挑戰越來越大，經濟發展的結構性矛盾仍較為突出，各種社會資源分配加速分化，存在城鄉居民收入差距較大、收入分配不合理等問題抑制了社會消費水平的進一步提高。我國應努力提高居民收入，縮小城鄉居民收入差距，完善分配機制，努力把蛋糕做大的過程中合理分配經濟發展紅利。繼續實施積極的財政政策和穩健靈活的貨幣政策，調整財政支出結構，充分發揮財政支出對消費的擠入效用，努力避免其擠出效應。發揮市場機制在資源配置中的決定性作用，使得各要素充分發揮其促進經濟發展的作用，推動經濟高質量發展。

（二）政策建議

1、區域城鄉協調人口地理分布。一是加速推進城鎮化。城鎮化帶來的人口高度集中產生了集聚效應，同時消費也會產生規模效應和擴散效應，以區域核心城鎮為中心，并向四周輻射。且當城鎮化因多度聚集產生的消費邊際成本與農村的消費邊際成本相等時，城鎮消費開始向農村擴散，進一步提高農村的消費水平。二是深化戶籍制度改革。我國當前城市化拉動消費增長作用有限，人口城市化融合程度不高，大量流動人口常年在城市居住但是沒有當地戶籍，在很多配套資源方面得不到同等待遇，逐漸弱化基于戶籍的城鄉二元福利制度。

2、提高城鄉居民支付能力。一是提升勞動報酬率，提高就業水平。中小企業已經成為吸收剩余勞動力的重要來源，通過針對性的扶持政策大力發展中小企業，降低中小企業稅收和融資成本，充分發揮中小企業創造就業崗位的重要作用。提高勞動報酬占國民收入初次分配中的比重，協調工資的增長與企業效益和勞動生產率的提高相匹配，讓勞動者更好地分享企業發展紅利。二是縮小收入差距。通過市場機制難以調整初次分配形成的國民收入差距，應制定相關政策優化國內收入再分配機制，指引國家、企業和個人分配的合理導向；統籌區域協調發展，加大區域發展與振興政策支持力度；提高農業和農民收入，對農業實施扶持保護，進一步發揮財政政策支農力度；完善稅收及社會保障體系，逐步提高最低社會保障標準，通過轉移支付改善低收入群體生活水平，擴大中等收入群體，加強對高收入者稅收監管，取締非法收入，降低我國居民基尼系數。

3、發揮財政政策與貨幣政策對居民消費水平的促進作用。一是實施積極的財政政策。減少政府消費性支出，防止不合理、過度的財政支出擠出居民消費；增加政府轉移支付和投資性支出，有效刺激全社會消費需求，充分發揮財政政策對居民消費的擠入效應。二是落實穩健的貨幣政策。中央銀行加強市場監管，加強貨幣政策與金融監管的協作，制定更為細化、改革更為深入的法律法規，為金融市場發展提供制度保障；建立高效的貨幣市場，貨幣市場發展的滯后以及市場化水平較低影響了貨幣政策的有效傳導、市場反應速度以及貨幣政策工具。應加快貨幣市場發展，積極擴大市場參與主體，創新貨幣市場工具；大力發展實體經濟的基礎上發展虛擬經濟，通過多種多樣貨幣政策工具，擴大貨幣總量供給，著重緩解中小企業融資難問題；深化利率市場化改革，引導市場利率合理穩步下降，推動金融行業向實體經濟合理讓利；優化貨幣政策傳導機制建立高效的貨幣市場，健全資本市場制度，提高貨幣政策有效性；同時，防止過量的貨幣供給導致居民價格水平持續過度上漲降低居民消費意愿和實際支付能力。