我國城鎮居民消費水平影響因素的計量經濟分析

【摘要】本文采用計量分析方法，以1984年至2014年31年的統計數據為樣本，以絕對收入假說為基礎，通過對多元線性回歸模型的建立、檢驗和優化，分析城鎮居民消費水平的影響因素，并基于此提出提高我國城鎮居民消費水平的建議。

【關鍵詞】城鎮居民消費水平 影響因素 回歸分析

一、研究背景及意義

改革開放以來，我國居民消費水平不斷提高，消費一直以來都是經濟發展的重點任務之一。2015年政府工作報告中指出，應通過加快培育消費增長點，大力鼓勵大眾消費，使其成為拉動經濟增長的強勁動力。在我國經濟步入新常態的背景下，提高居民消費水平，對于我國調整經濟結構，避免“中等收入陷阱”等問題意義重大。城鎮居民消費水平對整體消費水平具有帶動作用，因此，及時把握城鎮居民消費變動趨勢，分析城鎮居民消費水平的影響因素，對于提高經濟發展的速度與質量具有重要意義。

二、文獻綜述

查閱文獻發現，城鎮居民消費水平的影響因素已有很多角度的研究。李洋等（2014）通過建立計量經濟模型，發現城鎮家庭實際人均可支配收入、人均國內生產總值、城鎮固定資產投資額是影響城鎮居民消費水平的顯著因素。羅世超（2012）從消費水平價格指數、可支配收入、人口增長率和城鎮居民工資水平出發研究影響我國城鎮居民消費水平的因素。吳錕等（2014）則基于財富效應視角，研究了收入、財富、利率對居民消費水平的影響。

除了對城鎮居民消費水平的縱向研究，一些學者著重分析了城鎮居民消費差異及成因。袁軍江（2012）研究了我國各省域和城鎮內部居民消費水平的差異，郝東陽（2011）則按整體、收入、家庭收入角度對城鎮居民進行分類，并建立年齡效應模型，分析城鎮居民戶主年齡與家庭消費行為之間的關系。

盡管眾多學者對影響我國城鎮居民消費水平的因素做了大量研究，但是較多側重收入研究。當今社會影響消費的因素很多，應合理加入其它變量，才能更好地擬合消費函數。本文選取了幾項重要解釋變量，以1984～2014年的數據建立模型并優化，以明確影響城市居民消費水平的因素。

三、模型設定

（一）變量選擇的現實及理論依據

現實生活中，收入、物價等會影響居民消費水平。理論方面，絕對收入假說指出消費水平主要取決于收入；生命周期假說認為邊際消費傾向會因人口構成比例變化；消費品存量調整假說認為現期消費依存于現期收入等因素。本文以絕對收入假說為基礎，選取以下變量：城鎮居民家庭人均可支配收入、城鎮居民消費價格指數、城鎮居民家庭恩格爾系數、城鎮人口、國內生產總值、個人所得稅。

（二）確定模型形式

1.相關系數分析。相關系數矩陣顯示，有4個解釋變量與被解釋變量的相關系數超過0.9，屬于高度相關，應為線性相關關系。

2.模型形式確定。

模型形式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6 +μ

X1為城鎮居民家庭人均可支配收入（元）、X2為城市居民消費價格指數（上年=100）、X3為城鎮居民家庭恩格爾系數（%）、X4為城鎮人口（萬人）、X5為國內生產總值（億元）、X6為個人所得稅（億元），Y為城鎮居民消費水平（元）。

（三）協整檢驗

1.平穩性檢驗。只有平穩序列才能建立模型，本文采用ADF檢驗考察變量平穩性。一階差分未通過的情況下對各變量進行二階差分，結果顯示各變量均在1%的顯著性水平上通過了檢驗。各變量均為二階單整，回歸可能是偽回歸，需進行協整檢驗。

2.協整檢驗。本文采用EG法進行協整檢驗。首先，對變量進行回歸，得到殘差項；第二步，對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗統計量為-4.257139，小于臨界值，因此，殘差序列為平穩序列，各變量與Y存在協整關系。

四、模型估計和優化

（一）初步OLS估計

OLS法估計顯示，X1、X3、X6通過了t檢驗；■2及F檢驗顯示模型的擬合優度很好，解釋變量對Y的聯合影響效果顯著。

但模型存在明顯問題：X4系數符號與預期不符，X2、X4、X5未通過t檢驗，模型需要優化。

（二）多重共線性檢驗與處理

1.多重共線性的檢驗。多重共線程度可由膨脹因子判定，本模型平均膨脹因子為777.51，存在較為嚴重的多重共線。

2.多重共線的處理。逐步回歸法：各變量分別對Y回歸后，選定最大R2的方程為基礎方程，按R2排序依次加入各變量，得到方程：■=1471.460+1.063060X1-28.02823X3-0.769347X6對X2、X4、X5進行剔除。理由如下：①加入X2后系數不顯著，可能是各變量包含了價格因素②X4的系數沒有通過t檢驗，可能是城鎮人口為相對不重要變量③加入X5后系數符號與預期不符，X1與X5之間存在多重共線。

（三）引入滯后變量

按照相對收入假說，收入變化在消費反應上表現的較為遲鈍。因此，在模型中引入X1的滯后變量，并采用阿爾蒙法估計。

在模型中引入X1的滯后變量，模型的R2有所提高，并■=1888.82 -0.81X1t+0.35X1（t-1）-0.11X（t-2）-34.43X3-0.66X6并且滯后期為2時效果最好，引入滯后變量的形式：

（四）自相關的檢驗與處理

1.自相關的檢驗。

（1）D.W.檢驗：對模型進行D.W.檢驗，D.W.值為1.36，n=29，k=6，查D.W.檢驗上下界表，得dL=1.05，du=1.84。由于：dL=1.05

五、結論與建議

城鎮居民消費水平與城鎮居民家庭人均可支配收入呈正相關，與城鎮居民家庭恩格爾系數和個人所得稅呈負相關。可支配收入、生活水平的提高及個人所得稅的降低有利于提高城鎮居民消費水平。具體應采取以下措施：

（一）提高城鎮居民人均可支配收入

以經濟建設為中心，保持經濟在新常態下的中高速發展；調整國民收入分配格局，提高勞動報酬占國民收入的比重；加速促進中小企業發展，提供更多就業機會；加大知識和技術普及力度，以實現勞動者高質量就業。

（二）提高城鎮居民生活水平

擴大社保覆蓋面，保障居民基本生活水平；加大對醫療、養老等方面的投入，減少消費者支出負擔；倡導積極的娛樂方式，鼓勵健康的精神消費；穩定物價水平，使居民的生活水平穩步提高。

（三）完善個人所得稅改革

積極進行稅制改革與創新。國家應適當提高個人所得稅費用起征點和免征額，同時，盡快實行綜合制個人所得稅，這樣不僅有利于公平課稅，又可以刺激消費，從整體上提升居民消費水平。

參考文獻

[1]李洋，劉美爽.我國城鎮居民消費水平的計量經濟模型分析[J].商業時代，2015（34）：6-8.

[2]羅世超，謝蕊霞.影響我國城鎮居民消費水平的主要因素分析[J]，商場現代化，2012（9）.

[3]袁軍江.我國城鎮居民消費差異及其形成原因探析[D].浙江：浙江工業大學，2012：1-87.

作者簡介：劉馨爽（1995-），女，滿族，河北承德人，中國農業大學經濟管理學院學生，本科，主要從事金融方面的研究。