居民消費結構影響因素的實證分析

魯萌

摘 要：眾所周知，改革開放以來，隨著經濟的發展居民的消費結構也隨之發生了改變。本文基于1995-2017年《中國統計年鑒》的數據，運用格蘭杰因果檢驗和回歸分析研究我國居民消費變動及其影響因素。實證結果表明，城市化率、保障水平均對居民消費結構有正向影響。

關鍵詞：居民消費;影響因素;格蘭杰因果檢驗;回歸分析

0 引言

林毅夫、付才輝在《新結構經濟學導論》這本書中，對于中國的高儲蓄率，從三個方面進行了梳理，即：居民、企業和政府。根據研究方向僅涉及到居民部門，即從居民部門解釋消費不足的已有研究邏輯和結論簡要概括為：居民即便有錢，也不愿消費、不敢消費、不能消費。不愿消費可以理解為居民由于節儉習性、饑荒經歷和特殊的節儉文化等原因從而不愿意消費;不敢消費可以理解為預防性儲蓄、競爭性儲蓄等原因，程令國和張曄基于其研究認為我國居民偏愛儲蓄的特性很可能與經濟起飛前人們遭受物質匱乏的經歷有關，從而導致不敢消費;對于導致不能消費的原因可能有流動性約束，萬廣華基于實證研究得出流動性約束型消費者所占比重的上升以及不確定性的增加，造成中國目前低消費增長和內需不足的結論。基于高儲蓄率問題也引出見解即：不會消費（一些人即使在有一部分可支配收入時也不知如何進行花費，去哪里或者是買什么東西從而進行消費）。根據以上涉及的問題，本文將對影響消費結構的因素進行分析。

1 消費結構影響因素

1.1 城市化率

城市化率指城鎮人口占總人口的比重，況且一般而言，城鎮人口與農村人口的消費、儲蓄結構有所差別。普遍認為城鎮化率高的地方消費水平也通常較高，即城鎮化率高意味著設施齊全、交通方便，從而拉動消費。故本文將城市率作為權衡消費結構的一個重要因素。

1.2 受教育水平

居民的消費結構與其消費觀念和消費風俗密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費、儲蓄觀念越科學，儲蓄結構的層次越高。況且受教育水平越高，人們除去基本衣食住行外還更加趨向于精神消費。所以本文用國家對教育進行的支出來衡量中國居民的受教育水平。

1.3 城鎮居民人均可支配收入

正如我們熟知的收入影響消費，收入的多少也同樣影響消費結構。一般情況下，城鎮居民因為工作選擇多樣、機會較多等原因從而影響整體居民消費結構。故本文將城鎮居民人均可支配收入作為權衡消費結構的其中一個影響因素。

1.4 農村居民人均純收入

同理，農村居民因為交通不發達，工作機會不多從而導致收入受到影響，故人均純收入也作為權衡消費結構的另一個主要影響因素。

1.5 保障水平

人們的生活隨時會遭到如金融危機、經濟結構調整、失業和疾病等各類經濟打擊的影響，從而充滿了不確定性。這些不確定性事件造成的結果會使居民的預期收入削減或意外支出增加。醫療保險的普及或許可以促使居民增添非生活必需品的支出，從而順應差別層次人群的消費需求，促進消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以參加醫療保險的人數作為保障水平的測算依據。

2 中國居民儲蓄結構影響因素的實證分析

2.1 模型設定及假設

設是Y的估計值，是的估計值，ε是隨機誤差。假定：（1）因變量和每一個自變量都是線性關系;（2）誤差項互相獨立，服從正態分布且具備同方差性;（3）自變量之間相互獨立。

2.2 模型檢驗

2.2.1 相關性檢驗

對加權后的城市化率等5個影響因素進行相關性檢驗，判斷變量之間的相關性。輸出結果顯示在置信度為1%下，相關性是顯著的，即加權后的居民消費與影響因素X1（城市化率），X2（受教育程度），X3（城鎮居民人均可支配收入），X4（農村居民人均可支配收入），X5（保障水平）的相關性都較強。那么在1%顯著性水平下其通過檢驗，接下來進行格蘭杰因果關系檢驗，尋找變量間確定的因果關系。

2.2.2 格蘭杰因果關系檢驗

對因變量Y與5個自變量分別進行格蘭杰因果關系檢驗，選擇滯后階數為二階，即在顯著性水平為5%下，輸出結果有：（1）對于原假設Y不是X1（城市化率）的格蘭杰原因的P值為0.762，對于X1不是Y的格蘭杰原因的P值為0.018;（2）對于Y不是X2（受教育程度）的格蘭杰原因的P值為0.121，對于X2不是Y的格蘭杰原因的P值為0.746;（3）對于Y不是X3（城鎮居民人均可支配）的格蘭杰原因的P值為0.048，對于X3不是Y的格蘭杰原因的P值為0.509;（4）對于Y不是X4（農村居民人均可支配收入）的格蘭杰原因的P值為0.144，對于X4不是Y的格蘭杰原因的P值為0.311;（5）對于Y不是X5（保障水平）的格蘭杰原因的P值為0.805，對于X5不是Y的格蘭杰原因的P值為0.001?？偠灾?%的顯著性水平下，X1（城市化率），X5（保障水平）這2個變量可以做為居民儲蓄的自變量，X2（受教育程度），X3（城鎮居民人均可支配），X4（農村居民人均可支配收入）沒有通過顯著性檢驗，所以剔除該自變量，因此利用2個自變量進行實證分析。

2.3 回歸分析

2.3.1 模型擬合及回歸系數顯著性檢驗

2.3.2 回歸模型顯著性檢驗

對多元回歸模型進行模型顯著性檢驗，得出輸出結果。同時得到R=0.9788，R2=0.958066，調整R2為0.952824，DW值為0.850218，初步判斷模型擬合效果良好。另外F統計量的P值為0.000，小于5%，由自變量和因變量建立的線性關系回歸模型具備明顯的統計學意義而言，說明回歸模型線性關系顯著，擬合良好。

2.3.3 回歸預測

由回歸分析擬合模型得出居民收入與自變量之間的關系，通過查閱數據可知2017年X1=0.5852，X2=13432.4，Y1=22935.0，代入回歸模型中，算出2017年居民消費分組數據加權后的居民收入為Y2=23032.4，同時將2011-2017年間的居民消費代入模型進行預測，其結果與真實值相比較，從而判斷擬合出的模型的準確率。由預測結果可知，預測誤差（2011）=-181.1，預測誤差（2012）=141.5，預測誤差（2013）=821.4，預測誤差（2014）=736.9，預測誤差（2015）=1031.6，預測誤差（2016）=486.4，預測誤差（2017）=-97.4，其中，預測誤差=加權后居民收入-預測值。基于現實情況及理論分析可以看出，預測誤差在可以接受的范圍內，擬合出的模型的可靠度較高。

3 結論與建議

3.1 結論

通過格蘭杰因果關系檢驗可以看出，受教育水平X2（教育支出）、城鎮居民人均可支配X3和農村居民人均純收入X4不是影響居民消費結構的的因素，故沒有足夠的理由去解釋居民消費的變動。這也間接地說明消費結構并非完全取決于城鎮居民和農村居民收入的差別，也說明，如今農村居民的消費習慣也逐漸向著城鎮居民看齊，差別正在慢慢地減小，另外通過格蘭杰因果關系檢驗看出教育支出對于消費結構的直接影響表現得不是很明顯。

通過回歸分析模型擬合可以看出，城市化率（X1）、保障水平（X5）均對居民消費結構有正向影響（基于回歸模型可以看出）。主要表現為，X1（城市化率）、X5（保障水平）每增加1個單位，居民消費分別增加29696.5，0.135977。意味著每提高一單位的城鎮化率，居民消費將增加29696.5單位，同樣的國家對居民的保障水平每多關注一單位，居民消費將增加0.135977單位。

3.2 建議

要大幅減少管制，其中包括對土地流轉的限制和人口遷徙的戶籍障礙，包括對產業準入的管理和控制，必須實現要素的自由流動以及釋放新的發展空間。

出臺政策使房價穩定在恰當的位置，這是由于在房價過高以及人口老齡化雙重影響下，城市活力將受到沉重的打擊，我們無法抗拒人口老齡化，但是我們必須盡快壓低城市過高的地租，否則，農民買不起房子或者是買房子后沒錢消費等貨幣消費問題和城市服務業成本過高等等一系列問題會抑制城市化的發展與經濟的可持續性。

堅持把不斷提高人民生活水平作為發展的根本出發點和落腳點，在經濟發展的基礎上努力提高城鄉居民的收入水平和生活質量，保障全體人民共享改革發展成果。

參考文獻：

[1]林毅夫，付才輝.新結構經濟學導論[M].北京：高等教育出版社，2019.

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