江西省城鎮(zhèn)居民消費與收入計量分析

□文/楊 娟

（江西理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 江西·贛州）

引言

消費與收入一直以來都是人們研究的重點內(nèi)容，我國政府也相當(dāng)重視消費與收入的關(guān)系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮(zhèn)居民消費與收入之間的關(guān)系，分析二者之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律，有助于了解江西的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關(guān)部門制定地方政策或分析預(yù)測時提供參考意見。

一、數(shù)據(jù)收集與初步分析

本論文提取1997年至2010年中國統(tǒng)計年鑒中江西省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)為研究對象，分析二者之間的關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)如表1。（表1）

表1 江西省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

表1中平均消費傾向由人均消費性支出與人均可支配收入之比所得。從表中可以看出，從1997年到2009年江西省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出和人均可支配收入有明顯的提高，2010年與1997年相比，分別提高了 7，419.08 元 和11，409.8 元，但人均消費性支出的增幅明顯落后于人均可支配收入的增幅。此外，從表中我們還可以得知平均消費傾向大體上呈遞減趨勢，從1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消費傾向稍微有所回升，上升了0.017。

二、江西省消費函數(shù)模型

分析城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費性支出的影響關(guān)系，選取變量x為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮(zhèn)居民人均消費性支出，依據(jù)對樣本數(shù)據(jù)的研究，可采用線性函數(shù)的形式將其關(guān)系表示成：y=a＋bx，用線性回歸方法估算其相關(guān)系數(shù)。

（一）參數(shù)估計。采用spss統(tǒng)計分析可以得到以下相關(guān)數(shù)據(jù)：

由最小二乘估計法估計的結(jié)果可得簡單線性消費函數(shù)方程為：

下面首先進(jìn)行擬合優(yōu)度的檢驗。擬和優(yōu)度是指模型對樣本數(shù)據(jù)的近似程度，主要用判定系數(shù)來進(jìn)行判斷。從上可知擬合優(yōu)度為0.998，相當(dāng)接近1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬和優(yōu)度很高，說明在城鎮(zhèn)居民的消費性支出變動中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動所引起的變動百分比為99.8%。

再進(jìn)行顯著性檢驗。由于解釋變量只有一個，所以本文采用F檢驗：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643＞F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費性支出的線形關(guān)系很顯著。上式為江西省城鎮(zhèn)居民個人的簡單凱恩斯消費函數(shù)，由上式可得常數(shù)400.305大于0，邊際消費傾向為0.655，而0＜0.655＜1，可知模型的經(jīng)濟(jì)檢驗和統(tǒng)計檢驗都通過了。

（二）計量經(jīng)濟(jì)檢驗。下面進(jìn)行模型的計量經(jīng)濟(jì)檢驗：

首先進(jìn)行自相關(guān)性檢驗。當(dāng)n=13，k=1時，查得DW檢驗表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010＜DW=1.246＜du=1.340，這說明無法判定其是否存在自相關(guān)性，簡單消費函數(shù)模型有進(jìn)一步改進(jìn)的必要。然后進(jìn)行異方差性檢驗。關(guān)于異方差性檢驗的方法有：圖示檢驗法、Goldfeld-Quandt檢驗法、White檢驗法、Park檢驗法和Gleiser檢驗法。本文采用圖示檢驗法中的殘差圖分析法。殘差圖分析法原理：通過對模型殘差分布的觀察，如果分布的離散程度有明顯擴(kuò)大的趨勢，則表明存在異方差性。

運(yùn)用excel回歸分析得出殘差圖，從圖中可以知道圖形分布的離散程度有明顯擴(kuò)大趨勢，這說明存在異方差性。（圖1）

圖1 殘差圖

（三）消費函數(shù)模型。從分析結(jié)果可以看出，用凱恩斯消費函數(shù)模型無法全面地解釋消費性支出與可支配收入之間的關(guān)系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計出其跨時期動態(tài)消費模型。凱恩斯消費函數(shù)模型只考慮了當(dāng)期收入對消費的影響，通過對二者進(jìn)行相關(guān)分析可知，其前兩期的收入對當(dāng)期消費有著重要的影響。假設(shè)消費函數(shù)模型可以線性的表示為yt=a0＋b0xt＋b1xt-1＋b2xt-2，其中 yt是第 t期城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出，xt是城鎮(zhèn)居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮(zhèn)居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿爾蒙估計法求解參數(shù)。求得：

從而得到消費函數(shù)的計量經(jīng)濟(jì)模型為：

下面對模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗、顯著性檢驗和計量經(jīng)濟(jì)檢驗。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優(yōu)度很高，也即在城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出變動中，由當(dāng)期和前兩期人均可支配收入變動所引起的變動百分比為99.7%，擬合優(yōu)度檢驗通過。

顯著性檢驗采用F檢驗，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764＞F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入當(dāng)期和前兩期對人均消費性支出的影響是顯著的。

計量經(jīng)濟(jì)檢驗分自相關(guān)性檢驗和異方差性檢驗。自相關(guān)性檢驗在這里不適合用DW檢驗，因為含有前兩期的解釋變量，在此處采用h統(tǒng)計量檢驗：

當(dāng) α＝0.05時，h＝0.8232＜Z0.05=1.96，說明不存在一階自相關(guān)性。最后進(jìn)行異方差性檢驗，采用White檢驗得到輔助回歸方程的nR2=7.054，臨界概率值P=0.132，當(dāng) α＝0.1時，也可以接受原假設(shè)，也就是異方差性不存在，由此可知改進(jìn)后的模型要優(yōu)于之前的消費函數(shù)模型。

通過以上分析可知，江西省城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)模型為：

從中可以看出，在當(dāng)期沒有任何可支配收入的情況下基本人均消費性支出為435.27元，當(dāng)人均可支配收入增加1元時引起的消費性支出為0.5892元，當(dāng)期可支配收入的35.47%將用在下一期的消費性支出上，換句話說就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起當(dāng)期消費性支出0.3547元?？偟膩碚f，江西省城鎮(zhèn)居民的平均消費量是不斷提高的，但人均消費性支出的增長要慢于人均可支配收入的增長；同時，當(dāng)期人均消費性支出要受到當(dāng)期和以前人均可支配收入的影響。

三、政策性建議

首先，調(diào)整工資收入分配。政府相關(guān)部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費，讓消費和收入到達(dá)一個新的、更高的平衡點。

其次，加大社會保障力度。如今，城鎮(zhèn)居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關(guān)部門應(yīng)該根據(jù)江西省的實際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設(shè)力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫(yī)療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質(zhì)量，對少部分成績優(yōu)異而又有家庭困難的學(xué)生采取經(jīng)濟(jì)性資助方式，這樣可以降低學(xué)生家庭的負(fù)擔(dān)，減少用于教育資金的投入，將消費性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，積極引導(dǎo)、促進(jìn)消費。我國是人口大國，政府部門可以加大消費宣傳力度，鼓勵居民消費，擴(kuò)大內(nèi)需，讓百姓放心消費。

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