西部十二省城鎮(zhèn)居民可支配收入與城鎮(zhèn)居民消費水平計量經(jīng)濟研究

賀瑋

摘 要：文章將對居民消費水品進行分析，但由于東西部地區(qū)地理位置和經(jīng)濟發(fā)展水平的巨大差距，居民消費水品也存在很大的不同，文章以西部十二省為例，研究在西部十二省中城鎮(zhèn)居民可支配收入與城鎮(zhèn)居民消費水品間的關系，進一步揭示城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素。

關鍵詞：可支配收入；消費水平；SPSS；異方差性

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2016）05-0128-02

隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民消費水平也不斷增長。但在看到這個整體經(jīng)濟趨勢的同時，還應看到全國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度不同，居民消費水平也有明顯差異。為了研究西部地區(qū)居民消費水平及其變動的原因，需要作具體的分析。研究影響各地區(qū)居民消費支出有明顯差異的最主要因素，并分析影響因素與消費水平的數(shù)量關系，可以建立相應的計量經(jīng)濟模型去研究，本文主要分析居民可支配收入對居民消費水平的影響。

1 模型的設定

本文研究的對象是西部地區(qū)居民消費的差異。居民消費可分為城市居民消費和農(nóng)村居民消費，由于各地區(qū)的城市與農(nóng)村人口比例及經(jīng)濟結構有較大差異，最具有直接對比可比性的是城市居民消費。而且，由于各地區(qū)人口和經(jīng)濟總量不同，只能用“城鎮(zhèn)居民消費水品”來比較，而這正是可從從統(tǒng)計局網(wǎng)站中獲得數(shù)據(jù)的變量。所以模型的被解釋變量Y選定為“城鎮(zhèn)居民消費水平”，建立的是2013年西部十二省截面數(shù)據(jù)模型。

影響各地區(qū)城市居民人均消費支出有明顯差異的因素從理論和經(jīng)驗分析，最主要的影響因素應是居民收入，其他因素可以不列入模型，即便它們對居民消費有某些影響也可歸入隨即擾動項中。“城鎮(zhèn)居民可支配收入”作為解釋變量X。另外，在分析解釋變量：“城鎮(zhèn)居民可支配收入”的同時，在理論上能夠解釋解釋變量的變量有“城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)”，“當年固定資產(chǎn)投資”等，在這我們僅選取這兩個變量對“城鎮(zhèn)居民可支配收入”進行解釋。

2 所選用計量軟件和計量方法

本文所選用的計量軟件為SPSS-19，其分析方法主要為異方差分析和回歸分析。

3 對城鎮(zhèn)居民消費水平的分析步驟

3.1 回歸分析

首先對西部十二省城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費水平進行回歸分析操作，檢驗其所構造回歸方程是否通過F檢驗和T檢驗，如果通過檢驗，則證明方程顯著。經(jīng)SPSS分析后所得結果如下：經(jīng)檢驗其擬合優(yōu)度R2為0.773.調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.75。在計量經(jīng)濟學上來講是一個很高的數(shù)值，表明模型在今后由可支配收入來預測居民消費水品有較高的可信度。西部十二省城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費水平F檢驗結果，見表1。

由上表可得出其F統(tǒng)計量為34.040，其P值遠小于0.05，故拒絕原假設，由此可以得出結論：所構造的方程是顯著的，方程通過F檢驗。西部十二省城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費水平回歸分析結果，見表2。

由上表可得模型變量城鎮(zhèn)居民可支配收入的系數(shù)T值為5.834，其P值遠小于0.05，故拒絕原假設，本模型中唯一解釋變量系數(shù)顯著，方程通過T檢驗。

3.2 異方差性檢驗

運用等級相關系數(shù)法來檢驗模型異方差性，即檢驗殘差絕對值與解釋變量間的關系，經(jīng)SPSS計算處理，可以看出，等級相關系數(shù)r=-0.063，殘差絕對值與城鎮(zhèn)軍民可支配收入間相關性非常小，并且其P值=0.846，P值大于0.05，我們可以認為殘差絕對值與解釋變量不顯著相關，所以不存在異方差性。

3.3 回歸方程

因為模型不存在異方差性，所以不需要做加權最小二乘回歸分析，直接進行回歸分析，由表最終所得回歸方程為：

Y=-10180.192+1.317X

方程表明：城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民可支配收入之間大致呈一元線性關系，城鎮(zhèn)居民消費水品隨城鎮(zhèn)居民可支配收入的增大而增大。想要提升居民消費水平，應從提高居民可支配收入方面著手。

4 對城鎮(zhèn)居民可支配收入的分析步驟

在我們分析完城鎮(zhèn)居民消費水平與可支配收入關系后，是什么影響居民的可支配收入，對此我們提出兩個影響因素：城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員和當年固定資產(chǎn)投資，因為投資的多少能反應一個地區(qū)在一定時間段利率的變化；此外，就業(yè)人員的多少也與居民可支配收入息息相關。由于數(shù)據(jù)的不可測性和數(shù)據(jù)獲得的限制，我們在此只考慮這兩個影響因素。

4.1 回歸分析

首先對西部十二省的城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員、當年固定資產(chǎn)投資進行回歸分析，見表3。經(jīng)SPSS數(shù)據(jù)處理可得：R2=0.769，調(diào)整后R2=0.718。這處于一個很高的水平，表明所建立模型在今后預測方面有很高的可信度。

由上表可得其F統(tǒng)計量為15.021，其P值遠小于0.05，故拒絕原假設，此模型構造的回歸方程是顯著的，模型通過F檢驗。西部十二省的城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員、當年固定資產(chǎn)投資回歸分析結果，見表4。

由上表可得模型變量城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)T值為-3.866，P值=0004，遠小于0.05，故拒絕原假設，解釋變量城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)和固定資產(chǎn)投資的系數(shù)顯著；固定資產(chǎn)投資系數(shù)T值=4.976，P值=0.001，遠小于0.05，故拒絕原假設，解釋變量系數(shù)顯著，方程通過T檢驗。

4.2 異方差性檢驗

同樣運用等級相關系數(shù)法來檢驗模型異方差性，經(jīng)SPSS處理后所得結果。經(jīng)過等級相關系數(shù)分析可得，等級相關系數(shù)r=0.049，表明殘差絕對值與城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)相關性較低，并且其P值=0.88，P值大于0.05，認為殘差絕對值與解釋變量不顯著相關，所以表明模型方程不存在異方差性。

4.3 回歸方程

在這里令城鎮(zhèn)居民可支配收入為Y，城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)為X1，固定資產(chǎn)投資為X2。因為模型不存在異方差性，所以不需要做加權最小二乘回歸分析，最終所得回歸方程為：

Y=20140.626-13.297 X1+0.668 X2

由方程可以看出城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資之間大致呈一元線性關系，城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)之間呈反比，與固定資產(chǎn)投資之間呈正比。所以，要想增加城鎮(zhèn)居民可支配收入可以通過增加固定資產(chǎn)投資來實現(xiàn)。

5 分析結果解讀

在一個社會中，消費可以拉動經(jīng)濟的快速增長，在我們已經(jīng)建立的模型當中，提高居民消費水平必須提高居民可支配收入，而提高居民可支配收入需要降低就業(yè)率或增加固定資產(chǎn)投資，據(jù)此，可以提出幾點建議：

①政府可以通過降息、降稅等措施來鼓勵投資，提高固定資產(chǎn)投資額，進而影響居民可支配收入，達到提高居民消費水平，促進經(jīng)濟發(fā)展等目的。降息使企業(yè)增加向銀行貸款，從而增加投資；降稅政策降低企業(yè)運營成本，使企業(yè)敢于投資，提高投資拉動內(nèi)需進而刺激市場發(fā)展。

②由菲利普斯曲線可得，通貨膨脹率和就業(yè)率呈反向變動關系，這從我們的模型中可以反映出來：城鎮(zhèn)居民可支配收入和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)之間存在反比例線性關系。溫和的通貨膨脹非但不是壞事，而且意味著經(jīng)濟的穩(wěn)步增長，是社會經(jīng)濟發(fā)展的正常現(xiàn)象。政府要發(fā)展經(jīng)濟，需要制定一些列的有效政策，把失業(yè)率控制在經(jīng)濟發(fā)展條件下合理的比例，不可盲目發(fā)展經(jīng)濟而導致失業(yè)率的大幅提高，得不償失。

③居民消費水品可以反映居民的生活水平，最直接體現(xiàn)在居民的可支配收入上，在考慮居民可支配收入問題上，我們僅考慮固定資產(chǎn)投資和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)，事實上，影響居民可支配收入的因素有很多，如醫(yī)療衛(wèi)生補助，社會福利政策，免稅政策等等。政府一直以來以GDP增速來確定經(jīng)濟發(fā)展水平，但真正能夠把經(jīng)濟發(fā)展起來的是本國國民，政府應該著重考慮的問題是民生，人民富則國家富，提高國民生活水平是國家發(fā)展戰(zhàn)略中的重中之重。

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