陜西省居民消費水平影響因素分析

王一睿

摘 要：居民消費是促進經(jīng)濟增長的重要支柱，以陜西省居民消費水平為研究對象，選取了陜西省城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出為被解釋變量，并選取了各個變量的潛在影響因素，包括居民人均可支配收入、居民儲蓄率、產(chǎn)業(yè)增加值等。先通過相關(guān)性分析，判斷潛在的影響因素與被解釋變量之間的相關(guān)程度，對于相關(guān)性高的變量則進一步進行回歸模型的建立。由回歸模型的結(jié)果可知，居民的人均可支配收入、居民儲蓄、產(chǎn)業(yè)增加值都對居民人均消費支出具有顯著的影響。基于實證分析的結(jié)果，從提升居民可支配收入以及提升居民消費意愿兩大方面出發(fā)，提出建議以促進居民消費支出的增長。

關(guān)鍵詞：陜西省居民消費水平;影響因素;相關(guān)性分析;回歸分析

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.06.011

1 引言

中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）自改革開放以來經(jīng)歷了快速的增長。從1978年至2012年這35年間，中國GPD的年平均增長率超過10%，且GDP總量在2010年超過日本，成為全球第二大經(jīng)濟體。然而，自2012年以來，中國GDP的增長率持續(xù)下降，從2011年的9.50%下降至2017年的6.9%，經(jīng)濟增長從持續(xù)了三十多年的高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚僭鲩L。為了使中國經(jīng)濟能保持高速且高質(zhì)量的增長，政府、學者提出了多種見解。其中，促進消費增長是重要的落腳點。

根據(jù)過去幾十年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，消費、投資、出口是拉動中國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。然而，自2008年大量的投資后，中國多個產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩，無法再過多地依賴投資拉動經(jīng)濟增長。另外，由于其它國家經(jīng)濟不景氣，以及中美貿(mào)易戰(zhàn)的持續(xù)影響，中國對外出口的增長情況不樂觀，對經(jīng)濟增長的拉動作用越來越小。據(jù)統(tǒng)計，2017年消費支出對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻率高達58.8%，遠高于投資與出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率。因此，中國要保持經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，需要推動國內(nèi)消費支出的增長。

2017年，陜西省的GPD總量在所有省市當中排第十五位，規(guī)模高達21898億元，對中國經(jīng)濟的增長具有重要地位。本文研究陜西省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費狀況以及影響因素，以促進陜西省居民消費水平的提高，對促進陜西省經(jīng)濟增長乃至中國經(jīng)濟增長都具有重要意義。

2 變量選取與數(shù)據(jù)收集

2.1 變量選取

2.1.1 居民人均消費支出

每個人和其家庭用于生活消費以及個人消費的支出即為居民人均消費支出。商品支出以及享受文化服務(wù)和生活服務(wù)的非商品支出也是居民人均消費支出的一部分，對于農(nóng)村居民來說用于生活消費的自給自足的產(chǎn)品支出也是居民人均消費支出。居民每人全年平均消費支出指標能反映居民生活消費水平。

2.1.2 人均可支配收入

居民用于最終消費支出和儲蓄的總和是居民可支配收入，即居民可用于自由支配的收入。包括現(xiàn)金收入和實物收入。按照收入的來源，可支配收入有四項：工資收入、經(jīng)營性凈收入、財產(chǎn)性凈收入和轉(zhuǎn)移性凈收入。

2.1.3 人均儲蓄

人均可支配收入扣除人均消費支出后的余額即為人均儲蓄。

2.1.4 產(chǎn)業(yè)增加值

產(chǎn)業(yè)增加值分為第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值，反映各產(chǎn)業(yè)每年所創(chuàng)造的價值，是經(jīng)濟增長的支柱，是居民消費支出與生活水平提升的重要保障。

2.2 數(shù)據(jù)收集

本文對城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出與潛在的影響因素逐個進行一元回歸模型的建立。因此，本文在《中國統(tǒng)計年鑒》中分別收集城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值在2002年至2016年的數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)整理為表1。

3 實證分析

3.1 相關(guān)性分析

在進行被解釋變量與潛在的影響因素的回歸分析之前，本文先進行相關(guān)性分析，若被解釋變量與潛在的影響因素之間的相關(guān)性強，那么本文則對兩個變量進行回歸模型的建立;若被解釋變量與潛在的影響因素之間的相關(guān)性弱，則沒有建立回歸模型的意義，本文不再對兩個變量進行回歸模型的建立。

本文通過皮爾遜相關(guān)系數(shù)對變量之間的相關(guān)性進行分析。皮爾遜相關(guān)系數(shù)能反映兩個變量之間線性相關(guān)的程度，其取值范圍是-1與1之間。當相關(guān)性系數(shù)為負數(shù)時，說明兩變量之間的關(guān)系為負相關(guān);當相關(guān)性系數(shù)為正數(shù)時，說明兩變量之間的關(guān)系為正相關(guān);當相關(guān)性系數(shù)為0時，說明兩變量之間不存在線性關(guān)系。此外，若相關(guān)性系數(shù)的絕對值越接近1，說明變量的線性相關(guān)性越強。

皮爾遜相關(guān)系數(shù)的計算公式為：

通過皮爾遜相關(guān)系數(shù)的計算，得到變量之間的相關(guān)系數(shù)整理為表2，由結(jié)果可知，各個被解釋變量與其潛在的影響因素之間的相關(guān)性很強，因此本文對這幾組變量分別進行回歸分析并建立模型。

3.2 回歸分析

本研究取城鎮(zhèn)居民人均支出、農(nóng)村居民人均支出、城鄉(xiāng)居民人均支出為被解釋變量，分別記為Y1、Y2、Y3;分別取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值為解釋變量，分別記為X1、X2、X3、X4、X5、X6。模型設(shè)定如下：

運行Eviews軟件對以上收集到的數(shù)據(jù)分別進行一元線性回歸模型的建立，該過程中對參數(shù)的估計使用普通最小二乘法。

3.2.1 城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

通過將城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X1）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y1= 1389.869 + 0.656X1（3）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.997，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X1）增加1單位時，城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）將增加0.656單位。

3.2.2 城鎮(zhèn)居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值

通過將城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）與第二產(chǎn)業(yè)增加值（X5）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y1= 3862.91 + 1.499X5（4）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.986，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當?shù)诙a(chǎn)業(yè)增加值（X5）增加1單位時，城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）將增加1.499單位，說明第二產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進城鎮(zhèn)居民人均支出的增長。

3.2.3 城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值

通過將城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）與第三產(chǎn)業(yè)增加值（X6）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y1= 3972.054 + 2.041X6（5）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.983，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值（X6）增加1單位時，城鎮(zhèn)居民人均支出（Y1）將增加2.041單位，說明第三產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進城鎮(zhèn)居民人均支出的增長。

3.2.4 農(nóng)村居民人均支出與農(nóng)村居民人均可支配收入

通過將農(nóng)村居民人均支出（Y2）與農(nóng)村居民人均可支配收入（X2）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y2= 60.512 + 0.903X2（6）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.983，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當農(nóng)村居民人均可支配收入（X2）增加1單位時，城鎮(zhèn)居民人均支出（Y2）將增加0.903單位。

3.2.5 農(nóng)村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

通過將農(nóng)村居民人均支出（Y2）與第一產(chǎn)業(yè)增加值（X4）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y2= -233.734 + 4.612X4（7）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.952，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增加值（X4）增加1單位時，農(nóng)村居民人均支出（Y2）將增加4.612單位，說明第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長能明顯促進農(nóng)村居民人均支出的增長。

3.2.6 城鄉(xiāng)居民與城鄉(xiāng)居民人均儲蓄

通過將農(nóng)村居民人均支出（Y3）與城鄉(xiāng)居民人均儲蓄（X3）輸入Eviews軟件，建模得到：

Y3= 698.722 + 1.026X3（8）

由運算結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2為0.996，說明模型的擬合程度很高，該模型可靠。由模型可知，當城鄉(xiāng)居民人均儲蓄（X3）增加1單位時，城鄉(xiāng)居民人均支出（Y3）將增加1.026單位，說明城鄉(xiāng)居民人均儲蓄的增長能明顯促進城鄉(xiāng)居民人均支出的增長。

4 建議

通過實證分析部分，可以得知居民可支配收入、產(chǎn)業(yè)增加值、居民儲蓄對居民人均支出都具有重要影響。結(jié)合以上實證分析的結(jié)果，本研究得出以下兩點建議。

4.1 提升人均可支配收入，從而提升消費能力

首先，提升陜西省經(jīng)濟發(fā)展水平，從而提高陜西省居民可支配收入。一方面，要加大力度打造可持續(xù)發(fā)展的地方支柱產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)。例如上海以金融業(yè)為主打造了金融中心，深圳以創(chuàng)新為主成為了科技產(chǎn)業(yè)中心。目前，陜西省將現(xiàn)代化工、汽車、航空航天與高端裝備制造、新一代信息技術(shù)、新材料和現(xiàn)代醫(yī)藥作為支柱性產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)具有發(fā)展前景，但仍需陜西省科學規(guī)劃、吸引人才、加大資金扶持力度，才能使得這些產(chǎn)業(yè)為陜西省的經(jīng)濟發(fā)展做出更大貢獻。另一方面，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，逐步提升城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平的提升，可以使得更多農(nóng)村居民的收入得到提升。目前，陜西省的城鎮(zhèn)化水平約為56%，低于全國平均的城鎮(zhèn)化水平，說明陜西省在城鎮(zhèn)化的建設(shè)方面仍有很大的發(fā)展空間。

其次，縮小貧富差距。基尼系數(shù)是用于衡量一個國家或地區(qū)貧富差距的指標，該值介于0和1之間，數(shù)值越高則表示貧富差距越大。據(jù)統(tǒng)計，2018年中國的基尼系數(shù)超過0.4，即超過了基尼系數(shù)的警戒值，說明中國的貧富差距問題較為嚴重，大部分財富集中于少部分富人手中。然而，收入中等及中等以下的居民占據(jù)了陜西省人口的絕大部分，這些居民是消費支柱的重要對象，因此消費支出的增長需要依靠中等及中等收入以下的居民。陜西省政府在發(fā)展經(jīng)濟的同時，應(yīng)該致力于縮小貧富差距，使得中等收入以下的居民的可支配收入得到提升。

4.2 提升社會福利及保障水平，從而提升消費意愿

居民消費支出的提升不僅依賴居民人均可支配收入的提升，也依賴居民消費意愿的提升。居民消費意愿在一定程度上可由居民儲蓄率來反映。據(jù)統(tǒng)計，美國的人均居民儲蓄率為3.1%，英國的人均居民儲蓄率不足3%，而中國的人均居民儲蓄率遠高于歐美國家的居民儲蓄率。之所以出現(xiàn)這種情況，是因為歐美國家的社會福利、保障水平極高，居民不需要為了應(yīng)對生病、失業(yè)等情況而將大量收入作為儲蓄。而中國的社會福利保障水平遠低于歐美國家，居民即使具有較高的收入，也不得不將收入的一大部分作為儲蓄。因此，為了提升居民消費意愿，陜西省應(yīng)該逐步加強社會福利保障水平，使得居民敢于消費。

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