回歸分析在農(nóng)村居民消費(fèi)水平研究中的應(yīng)用*

胡永紅，毛彩霞

(湖北科技學(xué)院 核技術(shù)與化學(xué)生物學(xué)院，湖北 咸寧 437100)

回歸分析在農(nóng)村居民消費(fèi)水平研究中的應(yīng)用*

胡永紅，毛彩霞

(湖北科技學(xué)院 核技術(shù)與化學(xué)生物學(xué)院，湖北 咸寧 437100)

首先利用SPSS軟件將我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款、人均國民生產(chǎn)總值、恩格爾系數(shù)、CPI指數(shù)進(jìn)行系統(tǒng)回歸分析，然后找出它們之間的聯(lián)系，消除數(shù)據(jù)間多重共線性，建立回歸模型.最后分析農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響因素和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，給出提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平的建議.

農(nóng)村居民消費(fèi)水平;恩格爾系數(shù);CPI指數(shù);多元線性回歸

引 言

近年來，由美國次貸危機(jī)引起的全球性金融危機(jī)在不斷加深對(duì)我國的影響.因此，中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議再次強(qiáng)調(diào)“要努力擴(kuò)大國內(nèi)需求”，“把增加居民消費(fèi)特別是農(nóng)民消費(fèi)作為擴(kuò)大消費(fèi)需求的重點(diǎn).”我國城市消費(fèi)已很難再擴(kuò)大，而擁有9億人口的農(nóng)村卻蘊(yùn)含著巨大的消費(fèi)潛力.據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局資料顯示，農(nóng)村人口的消費(fèi)支出每增長1元錢，將對(duì)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)帶來2元的消費(fèi)需求.而我國農(nóng)民消費(fèi)的持續(xù)低迷的態(tài)勢嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高.經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的內(nèi)部和外部聯(lián)系中存在著一定的相關(guān)性，我國農(nóng)村人口的消費(fèi)水平與他們的消費(fèi)意愿、消費(fèi)信心、消費(fèi)習(xí)俗、消費(fèi)條件等因素之間也必定存在一些顯著的相關(guān)性.因此，我們擬采用多元分析和主成分分析的統(tǒng)計(jì)方法來分析我國農(nóng)村人口消費(fèi)水平及與其相關(guān)的主要因素間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系和規(guī)律.我們將給出我國農(nóng)村人口的消費(fèi)水平與相關(guān)的主要因素間的相關(guān)關(guān)系，為制定有關(guān)的經(jīng)濟(jì)政策，促進(jìn)我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供有益的參考.與此同時(shí)，我們將根據(jù)所有的觀測數(shù)據(jù)建立回歸方程，利用它來對(duì)未來經(jīng)濟(jì)進(jìn)行一定的預(yù)測，為我國的經(jīng)濟(jì)控制提供參考性建議.

1 模型和數(shù)據(jù)

研究消費(fèi)水平，從消費(fèi)意愿、消費(fèi)信心、消費(fèi)習(xí)俗、消費(fèi)條件、消費(fèi)能力、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)觀念等因素來考慮，由于研究范圍為全國，所以只選取了對(duì)消費(fèi)水平影響較大的樣本，認(rèn)為消費(fèi)條件與消費(fèi)能力為主要因素，其它因素對(duì)消費(fèi)水平影響較低，不納入考慮范圍之內(nèi).我們采用5項(xiàng)指標(biāo)作為分析的數(shù)據(jù):農(nóng)村居民人均純收入(元)，城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款(元)，全國人均國民生產(chǎn)總值(元)，恩格爾系數(shù)(%)，CPI指數(shù)(元).我們選取了以上五個(gè)數(shù)據(jù)作為自變量，分析它們對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響.我們的樣本數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)出版社有關(guān)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)時(shí)限為1980～2006年，案例具體數(shù)據(jù)如下(表1).

表1 1980～2006年數(shù)據(jù)

1990 560 686 623 1644 58.80% 103.1 1991 602 709 798 1893 57.60% 103.4 1992 688 784 1004 2311 57.60% 106.4 1993 805 922 1283 2998 58.10% 114.7 1994 1038 1221 1795 4044 58.90% 124.1 1995 1313 1578 2449 5046 58.60% 117.1 1996 1626 1926 3147 5846 56.30% 108.3 1997 1722 2090 3744 6420 55.10% 102.8 1998 1730 2162 4281 6796 53.40% 99.2 1999 1766 2210 4740 7159 52.60% 98.6 2000 1860 2253 5076 7858 49.10% 100.4 2001 1969 2366 5780 8622 47.70% 100.7 2002 2062 2476 6766 9398 46.20% 99.2 2003 2103 2622 8018 10542 45.60% 101.2 2004 2301 2936 9197 12336 47.20% 103.9 2005 2560 3255 10787 14103 45.50% 101.8 2006 2848 3587 12293 16084 43.00% 101.5

2 多元統(tǒng)計(jì)分析

首先考察數(shù)據(jù)分布情況，在SPSS中對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析.統(tǒng)計(jì)量表明，六個(gè)變量的取值范圍差別較大，從描述統(tǒng)計(jì)量中并不能清楚地看到各個(gè)變量的關(guān)系，需進(jìn)一步分析.在SPSS中進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析可知，回歸方程的修正R2達(dá)到0.999，模型的擬合度較高，Durbin－Watson值為1.389，觀察值的數(shù)目n=27，解釋變量數(shù)目k=6，查表知，dL=1.01，dU=1.86，因此無法對(duì)模型自相關(guān)性進(jìn)行判斷.回歸方程P值小于0.05，該回歸方程線性顯著.

表2 Coefficientsa

由表2得到回歸方程:

我們預(yù)設(shè)顯著性水平為0.05，由回歸系數(shù)t檢驗(yàn)P值都小于0.05，通過回歸檢驗(yàn).但是變量X1、X2、X3的方差擴(kuò)大因子VIF都明顯大于10，所以存在顯著的多重共線性，我們用主成分分析法進(jìn)行調(diào)整.用SPSS進(jìn)行主成分分析可知，回歸方程有5個(gè)主成分的特征值，最大的λ1=4.041，最小的λ5=0.000.方差百分比反映主成分所能解釋數(shù)據(jù)變異的比例，也就是包含原數(shù)據(jù)的信息比例.第一個(gè)主成分Factor1的方差百分比等于80.824%，含有原始5個(gè)變量80%的信息量;前兩個(gè)主成分累計(jì)含有原始5個(gè)變量近97%的信息量，超過了85%，因此取兩個(gè)主成分已經(jīng)足夠.利用SPSS用Y對(duì)Factor1和Factor2做普通最小二乘回歸，得到主成分回歸的回歸方程為:

并且根據(jù)分析可知，F(xiàn)actor1和Factor2的方差擴(kuò)大因子VIF都小于10，可以認(rèn)為已經(jīng)消除了多重共線.用Factor1和 Factor2 分別對(duì)自變量 X1、X2、X3、X4、X5做最小二乘回歸，得到回歸方程為:

將(2)式和(3)式代入(4)式得到還原后的主成分回歸方程為:

因子成分得分系數(shù)矩陣如下表(表3):

表3 Component Score Coefficient Matrix

由表3 我們可以看出，F(xiàn)actor1 包含了 X1、X2、X3、X4的大量信息量，F(xiàn)actor2包含了X5的大量信息量，所以由此得到的主成分回歸方程可以很好地包含自變量X1—X5的全部信息量.并且該回歸方程基本消除了多重共線，每個(gè)回歸系數(shù)的解釋也都比較合理，可以認(rèn)為該模型比較成功，可以對(duì)進(jìn)行預(yù)測.

3 結(jié)論和建議

綜合以上的研究，我們得出結(jié)論:農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款、全國人均國民生產(chǎn)總值和CPI指數(shù)成正比關(guān)系，農(nóng)村居民消費(fèi)水平與恩格爾系數(shù)成反比關(guān)系.從Y值看出目前我國農(nóng)村居民生活消費(fèi)水平仍然相對(duì)較低，受收入、恩格爾系數(shù)影響較大，而受儲(chǔ)蓄存款與GDP影響較小.回歸模型的主成分因子Factor1中，第一個(gè)因子對(duì)Y的影響程度越來越顯著，這正和我國這個(gè)時(shí)期對(duì)農(nóng)村實(shí)施大量優(yōu)惠政策有關(guān).由于第一個(gè)因子和X1－X4高度相關(guān)，為此將其命名為農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)，第二個(gè)因子由于只與X5相關(guān)，就取X5的變量名為CPI指數(shù).X4與第一個(gè)因子存在負(fù)相關(guān)，X4為恩格爾系數(shù)，由定義可知分析結(jié)果是合理的.提取2007年的幾項(xiàng)數(shù)據(jù)，X1=4 140、X2=13 058、X3=18 934、X4=43.1%、X5=104.8，代入(5)式，得到^Y=3 346與實(shí)際觀測值Y=3 224偏離在允許的誤差范圍之內(nèi)，回歸模型提供預(yù)測較為成功.

根據(jù)以上系統(tǒng)的分析，我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀有如下幾個(gè)特點(diǎn):(1)我國現(xiàn)今農(nóng)村居民收入較低，是影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平的最主要的因素.(2)恩格爾系數(shù)依然很高，相當(dāng)多的農(nóng)村居民沒有或少有購買和投資的欲望和能力.(3)GDP對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響較小.因此，根據(jù)我國的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況，建議實(shí)施以下幾方面的政策或措施:(1)在農(nóng)村一些原有收入增長點(diǎn)的優(yōu)勢相對(duì)弱化的情況下，進(jìn)一步開辟農(nóng)村增收的新途徑和新領(lǐng)域.(2)針對(duì)當(dāng)前農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入不足的實(shí)際，運(yùn)用基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)股份化、民營化、市場化的辦法，多方位籌措資金，大力改造農(nóng)村電網(wǎng)，建設(shè)自來水供應(yīng)系統(tǒng)，改善交通條件，努力創(chuàng)造有利于農(nóng)村消費(fèi)的環(huán)境條件.(3)應(yīng)繼續(xù)對(duì)農(nóng)村居民實(shí)行免稅，實(shí)行義務(wù)教育，穩(wěn)定糧食價(jià)格，提供小額扶貧貸款等，繼續(xù)為農(nóng)民買家電、買農(nóng)用交通或耕作生產(chǎn)工具設(shè)備提供補(bǔ)貼，讓農(nóng)村居民消費(fèi)水平上新的臺(tái)階.

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1006－5342(2012)06－0008－03

2012－02－15

湖北科技學(xué)院校教學(xué)研究項(xiàng)目(2011B042);湖北省教育廳高等學(xué)校青年教師深入企業(yè)行動(dòng)計(jì)劃項(xiàng)目(XD20100660)