羅 瑛

(成都電子機械高等?？茖W校 成人教育學院，成都 610031)

上海市城鎮(zhèn)居民消費水平的研究

羅 瑛

(成都電子機械高等專科學校 成人教育學院，成都 610031)

研究居民的消費水平與結構對促進經(jīng)濟持續(xù)、協(xié)調(diào)發(fā)展具有重大的理論和現(xiàn)實意義。筆者利用上海市民近30年來消費方面的相關數(shù)據(jù)，建立居民消費水平預測及結構分析的模型，對上海市的消費水平進行預測和結構分析，進而提出相關政策建議。

上海;消費水平;消費結構分析

消費作為社會再生產(chǎn)的終點和起點，對于實現(xiàn)社會再生產(chǎn)的良性循環(huán)，促進國民經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展具有決定性的作用?，F(xiàn)代宏觀經(jīng)濟學認為，消費作為需求力量，對經(jīng)濟增長起著拉動作用。對居民的消費問題進行研究，考察居民消費水平與消費結構、傾向的運動規(guī)律及其發(fā)展趨勢，對促進經(jīng)濟持續(xù)、協(xié)調(diào)發(fā)展具有十分重大的理論和現(xiàn)實意義。上海作為中國經(jīng)濟發(fā)展最前沿和開放度最高的城市之一，其市民消費方式的特征具有一定的代表性、典型性和前沿性。因此，研究上海市民近30年來的消費水平，找出影響居民消費水平的主要因素，并據(jù)此對上海市的消費水平進行預測和控制，對調(diào)控居民消費水平，引導居民合理消費，制定經(jīng)濟政策等具有重要的意義。

1 變量的選取及數(shù)據(jù)搜集

影響城市居民消費水平的因素有很多，根據(jù)居民消費水平的定義，可將影響城市居民消費水平的因素分為2類:有形商品消費和無形服務消費。

有形商品消費以滿足居民的溫飽需求為主體，購買的商品一般屬于生活必需品，選取人均可支配收入(X1)、居民消費價格指數(shù)(X3)、國民生產(chǎn)總值(X4)、城市基礎設施投入(X5)反映有形商品消費。無形服務消費支出大都是享受型支出，以恩格爾系數(shù)(X2)和服務性支出占消費支出的比重(X6)來反映無形商品消費。城鎮(zhèn)居民消費水平記作Y。計算城鎮(zhèn)居民消費水平與人均可支配收入等6個自變量的相關系數(shù)，發(fā)現(xiàn)相關系數(shù)最大的為0.998;最小的為-0.631，可見，人均消費與6個因變量相關性均較高，變量選取得較好。

根據(jù)上述選擇的指標，從上海市統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的《2009年上海市統(tǒng)計年鑒》搜集了1980—2008年相關指標的數(shù)據(jù)，利用SPSS軟件進行數(shù)據(jù)處理。

2 模型設定及結果分析

根據(jù)經(jīng)驗分析和散點圖，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費水平與人均可支配收入等6個自變量均呈線性相關。因此，采用以下多元回歸模型表示各被解釋變量與解釋變量之間的關系:

采用OLS法進行估計，主要輸出結果如下:

由此可以發(fā)現(xiàn)，判定系數(shù)為0.998，說明因變量Y的波動中99.8﹪可由回歸方程解釋，自變量造成的因變量的變動遠遠大于隨機因素對因變量造成的影響，方程擬合優(yōu)度很好。F值=1 703.602，F(xiàn)α(6，16)=4.20，F(xiàn)值〉Fα，說明方程高度顯著，即可認為因變量與6個自變量之間存在著線性回歸關系。在顯著性水平α=0.01下，只有X1通過了檢驗，其余5個變量均未通過顯著性檢驗。方程高度顯著，但大分變量通不過t檢驗，且方差擴大因子VIF4=91.598，遠大于10，均可說明存在多重共線性。

當模型存在多重共線性時，利用OLS法得到的回歸參數(shù)估計值很不穩(wěn)定，甚至出現(xiàn)回歸系數(shù)的正負號得不到合理的經(jīng)濟解釋的情況。為使回歸系數(shù)能夠合理地解釋上海市居民消費水平與各個自變量間的影響關系，本文采用主成分回歸來消除變量間的多重共線性。

3 模型改進——主成分回歸基本步驟與分析

1)主成分分析可行性檢驗。通常采用做KMO檢驗判斷是否可以進行主成分分析。KMO檢驗用于檢驗變量間的偏相關系數(shù)是否過小，一般KMO大于0.9時效果最佳，小于0.5時不宜做主成分分析。KMO檢驗結果為0.883，接近0.9，適合做主成分分析。

表1 解釋的總方差

2)選取主成分。計算特征值、方差貢獻率及累計方差貢獻率如表1所示。

從表1可見，前2個主成分的累積貢獻率為99.153﹪，大于80﹪，即前兩個主成分Z1和Z2已經(jīng)保留了原來指標的絕大部分信息。

3)主成分回歸。以居民消費水平為因變量，以前2個主成分為自變量進行回歸分析，部分輸出結果如下:

同時，前2個主成分的回歸系數(shù)的顯著性值P均小于0.001，通過了t檢驗。

4)模型還原。以上回歸方程的自變量是用2個主成分表示的，應轉換回到用原始自變量表示的回歸方程，以便于經(jīng)濟解釋及結構分析。首先，分別用2個主成分Z1，Z2做因變量，以6個原始自變量為自變量做線性回歸，得到回歸方程如下:

然后，將上述2個關系式帶入Y與Z1，Z2的回歸方程中，得到新的回歸預測方程為:

4 模型預測與結構分析

1)模型預測。由表2可以看出，2007年和2008年的預測值與真實值相比，相對誤差很小;從預測值與真實值的預測曲線(見圖1)可以看出，擬合值與真實值很接近，都說明擬合效果很好。

表2 預測值與真實值對比表

圖1 預測值與真實值對比圖

2)結構分析。由回歸預測方程可以看出，恩格爾系數(shù)(X2)與人均消費水平呈相反方向變動，恩格爾系數(shù)每增加一個單位，人均消費水平將減少23.669個單位。這說明隨著恩格爾系數(shù)的不斷下降，居民消費水平會越來越高。其他變量與人均消費水平均呈同向變動趨勢，其中，影響比重較大的2個因素分別是服務性支出占消費支出比重(X6)和城市基礎設施投入(X5)。服務性支出占消費支出比重每增加一個單位，人均消費水平將減少83.565個單位;城市基礎設施投入每增加一個單位，人均消費水平將增加8.78個單位。

5 政策建議

由以上分析可以得出:隨著居民消費水平的不斷增長，人們會越來越注重服務性消費以及生活環(huán)境等方面的影響，要想使居民的消費水平進一步提高，還需要政府增加更多的投入，如城市基礎設施投入等。另一方面，消費性支出也是影響居民消費水平的一個重要因素，居民在滿足基本生活需求的基礎上，越來越注重服務型消費，這就需要政府及時制定出合理的經(jīng)濟政策，做到正確引導，規(guī)范服務市場的秩序，保證居民消費水平穩(wěn)定增長。

培養(yǎng)居民正確的消費觀，在消費水平不斷提高的同時，注重居民素質的提高。在引導積極消費的同時，要樹立科學消費觀。應進一步深化消費體制改革，逐步完善以個人消費為主體的消費制度，繼續(xù)培育新的消費熱點。同時，要大力改善服務質量，解除居民消費的后顧之憂，適當調(diào)整一些過高的壟斷行業(yè)收費和產(chǎn)品的價格，增加居民消費。

綜上所述，上海市城市居民隨收入水平上升在大體上滿足基本消費需求后，必然要向更高層次邁進，而由于前幾年我國經(jīng)濟處于通貨緊縮狀態(tài)，居民預期收入下降，這種較高層次的需求沒有被釋放出來，因而是一種存量需求。在這種情況下，就要加強政策引導，拉動內(nèi)需，讓存量需求變成流量需求，從而進一步刺激消費水平的增長。

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Study of Consumption Level of Urban Residents in Shanghai

LUO Ying
(School of Continuing Education，Chengdu Electromechanical College，Chengdu 610031，China)

The consumption level and structure of residents are of great theoretical and practical significance to economic balanced and sustainable development.Taking Shanghai as an example，a model of consumption forecast and structural analysis is constructed according to the consumption data of urban residents in Shanghai.Some suggestions are then presented for policy-making.

Shanghai;consumption level;consumption structure analysis

F126.1

A

1008-5440(2012)01-0040-03

2011-02-28

羅瑛(1983-)，女(漢族)，四川西充人，助教，在讀碩士研究生，研究方向:工業(yè)工程。