城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的回歸分析

摘 要：根據(jù)1993—2011年珠海城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)性支出與可支配收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用一元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，研究珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的變化趨勢及相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入存在較優(yōu)的回歸關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。為珠海市政府研究制定相關(guān)政策措施提出例如增加居民收入、改善消費(fèi)環(huán)境、推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級等建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；消費(fèi)性支出；可支配收入；回歸分析

中圖分類號：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經(jīng)濟(jì)特區(qū)。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經(jīng)濟(jì)特區(qū)，2008年國務(wù)院頒布實(shí)施珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，從一個(gè)默默無聞的邊陲小鎮(zhèn)發(fā)展成為初具規(guī)模的現(xiàn)代化花園式海濱城市。隨著珠海經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，珠海城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出與可支配收入水平也持續(xù)穩(wěn)步提高。研究珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的變化趨勢及相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間在數(shù)量關(guān)系上的基本規(guī)律，對增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文根據(jù)1993—2011年珠海城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)性支出與可支配收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用一元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關(guān)政策措施提供可靠的依據(jù)。

一、一元線性回歸模型

對于變量間的相關(guān)關(guān)系，我們可以根據(jù)大量的統(tǒng)計(jì)資料，找出它們在數(shù)量變化方面的規(guī)律（即“平均”的規(guī)律），這種統(tǒng)計(jì)規(guī)律所揭示的關(guān)系就是回歸關(guān)系，所表示的數(shù)學(xué)方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關(guān)關(guān)系時(shí)，一般將引起某一現(xiàn)象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現(xiàn)象（即結(jié)果）稱為因變量。在直角坐標(biāo)系中將大量數(shù)據(jù)繪制成散點(diǎn)圖，這些點(diǎn)不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點(diǎn)到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。

（四）模型檢驗(yàn)

1.顯著性檢驗(yàn)。表3中，相關(guān)系數(shù)是R=0.979，預(yù)定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關(guān)系數(shù)表知Ra=0.45553。因?yàn)閨R|Ra，所以消費(fèi)性支出與可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，說明可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗(yàn)。

2.R2檢驗(yàn)。R2是樣本決定系數(shù)（R-square），它測度了在y的總變異中，由回歸模型解釋的那個(gè)部分所占的比例，所以R-square反映回歸方程的擬合優(yōu)度，取值范圍在0～1之間，越接近1，則擬合越好，擬合優(yōu)度高；越接近0，則擬合越差，擬合優(yōu)度低。表3中我們可以看到，R-square為0.958，數(shù)值較大，并且接近于1，因此我們認(rèn)為該一元線性回歸模型擬合好，擬合優(yōu)度高，因此，該一元線性回歸模型通過R2檢驗(yàn)。

3.正態(tài)性檢驗(yàn)。假設(shè)在一元線性回歸模型中，ε服從正態(tài)分布，即ε～N（0，σ2）。我們可以繪出回歸殘差值的直方圖來檢驗(yàn)這一假設(shè)能否成立，如果繪出回歸殘差值的直方圖是鐘狀圖形，假設(shè)成立。我們用SPSS軟件繪制回歸模型的殘差值直方圖（如圖2所示）。從圖2來看，該直方圖接近于鐘狀圖形，即正態(tài)分布，因此，該一元線性回歸模型通過正態(tài)性檢驗(yàn)。

4.異方差性檢驗(yàn)。繪制自變量可支配收入的回歸殘差值散點(diǎn)圖，可以檢驗(yàn)自變量可支配收入的回歸殘差值的異方差性。我們使用SPSS軟件繪制可支配性收入的回歸殘差值散點(diǎn)圖（如圖3所示）。圖3中，回歸模型中自變量可支配收入的殘差值的分布是亂七八糟的，沒有規(guī)律，因此，該一元線性回歸模型通過異方差性檢驗(yàn)。

三、結(jié)論

通過上述分析，我們可以得出以下三個(gè)結(jié)論。

1.珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入存在較優(yōu)的回歸關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對回歸模型的各項(xiàng)檢驗(yàn)，可以確定珠海城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素。政府應(yīng)合理調(diào)整收入分配格局，努力增加居民收入，實(shí)現(xiàn)居民收入增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

3.可支配收入不是影響消費(fèi)性支出的唯一因素，非收入因素對消費(fèi)的影響也十分重要。政府應(yīng)高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進(jìn)消費(fèi)的政策措施，鞏固擴(kuò)大傳統(tǒng)消費(fèi)，積極培育熱點(diǎn)消費(fèi)，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，改善消費(fèi)環(huán)境，加快商貿(mào)流通環(huán)境等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大消費(fèi)信貸，整頓和規(guī)范市場價(jià)格秩序，為廣大消費(fèi)者提供更加便利、安全、放心的消費(fèi)環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

[1] 孫彩虹.中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因子分析[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)：西部經(jīng)濟(jì)論壇，2007，（2）.

[2] 張燕.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的回歸分析——基于廣州市的實(shí)證分析[J].現(xiàn)代商業(yè)，2010，（2）.

[3] 蔡文雅.基于江蘇省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的回歸分析[J].經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究，2012，（7）.

[責(zé)任編輯 王玉妹]