摘 要：針對我國1978年—2011年消費水平變化的社會現(xiàn)象，引入對其產(chǎn)生相關(guān)影響的因素，建立eviews模型，研究分析解釋變量對居民消費水平的影響程度，在此基礎(chǔ)上，對如何進(jìn)一步提高我國居民消費水平提出切實建議。

關(guān)鍵詞：居民消費水平；影響因素；eviews模型；建議

1 引言

居民消費水平是指按人口平均計算的居民消費額。居民消費水平表明國家對人民的物質(zhì)文化生活需要的滿足程度，它是反映一個國家（或地區(qū)）的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人民物質(zhì)文化生活水平的綜合指標(biāo)。本文研究居民消費水平與諸多因素之間的關(guān)系。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論可知，國民生產(chǎn)總值的增長會引起居民收入的增加，使得居民消費支出的擴(kuò)大，進(jìn)而促進(jìn)消費水平的增加；就業(yè)增加使人們收入增加，進(jìn)而影響消費；同樣，人口增長也會影響居民消費水平的變化；此外，糧食是居民消費的必需品，人均糧食占有量成為影響居民消費水平的又一主要因素。

2 方法選擇和數(shù)據(jù)處理

現(xiàn)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》中1978年—2011年發(fā)布的所研究各因素的數(shù)據(jù)，以居民消費水平作為被解釋變量Y，以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X1、我國就業(yè)人數(shù)X2、人口自然增長率X3、糧食人均占有量X4為解釋變量。建立計量線性關(guān)系模型，通過eviews軟件定量分析各個因素對居民消費水平的具體影響。

2.1 建立回歸模型

2.2 用OLS法進(jìn)行回歸

回歸結(jié)果如圖1所示，由各解釋變量的系數(shù)所對應(yīng)的P值，可以初步判斷，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國就業(yè)人數(shù)、人口自然增長率對居民消費水平影響顯著，而人均糧食占有量對因變量影響不顯著。由R2判斷該模型擬合程度很高。但由于時間序列數(shù)據(jù)不穩(wěn)定，同時所研究模型的多因素之間可能存在線性關(guān)系，故仍需對模型進(jìn)行處理，進(jìn)而做出更有把握的判斷。

3 模型的檢驗與修正

3.1 異方差檢驗

由于異方差性主要存在于橫截面數(shù)據(jù)中，本案例為時間序列數(shù)列，可以不進(jìn)行異方差檢驗。為了保證模型的精確性，仍需進(jìn)行異方差的檢驗。在此采用white檢驗異方差情況，在eview中，點擊view—residual test—heteroscedasticity—white，由檢驗結(jié)果，pro chi-square（14）=0.1567>0.05，即異方差性不顯著，故本模型不存在異方差性。

3.2 多重共線性檢驗與解決

因為該模型中，有X1、X2、X3、X4四個解釋變量，故很有可能存在多重共線性。首先，進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的檢驗。在命令窗口鍵入：COR Y X1 X2 X3 X4，輸出的系數(shù)矩陣如圖2。由系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴(yán)重的多重共線性。

在此，采用逐步回歸的方法，解決多重共線性。選中Y、X1、X2、X3、X4，右擊，open-as equation，在彈出的窗口中，采用STEPLS法，在options中，選中stepwise，forwards。P-value值分別設(shè)置為0.05與0.5.點擊確定。結(jié)果如圖3所示，X1、X2、X3系數(shù)對應(yīng)的P值極小，且R2很高，由此可知，X4與其他解釋變量間存在多重共線性，去除X4可消除該模型的多重共線性。

3.3 自相關(guān)性檢驗與解決

消除多重共線性后，進(jìn)行自相關(guān)性的檢驗。運用偏相關(guān)系數(shù)檢驗的方法，選擇Y、X1、X2、X3，進(jìn)行回歸，選擇view—residual—correlogram—Q statistics，得到以下結(jié)果。如圖4所示，該模型存在一階自相關(guān)。

現(xiàn)利用廣義差分法解決模型中的自相關(guān)問題。選中Y、X1、X2、X3，右擊選擇open—as equation，在命令窗口，輸入Y X1 X2 X3 C AR（1），點擊確定，由于自相關(guān)性解決后，X2與X3的估計系數(shù)相應(yīng)的P值均大于0.05，由自相關(guān)性產(chǎn)生的原因可分析，模型設(shè)定誤差會引起自相關(guān)的出現(xiàn)。當(dāng)消除自相關(guān)后，X2與X3不再顯著，極有可能是因為X2與X3對Y無直接的影響。

4 最終模型的確定與解釋

經(jīng)過異方差性檢驗、多重共線性的檢驗與解決、自相關(guān)性的檢驗和解決，在滿足經(jīng)典假設(shè)的前提下，確定該問題的最終模型。

選擇Y與X1進(jìn)行回歸，與前面回歸方法相同，但在命令窗口輸入Y X1 AR（1），點擊確定，可得最終回歸方程。

與此同時，點擊resids，可觀察到模型的真實值、估計值、殘差的形象描述，進(jìn)而判斷該模型的擬合程度，如圖5所示。模型擬合程度非常好，這也說明人均國民生產(chǎn)總值對居民消費水平的影響最顯著。在其他條件不變情況下，人均國民生產(chǎn)總值每增加1元，居民消費水平平均增加0.3045元。

經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，在假設(shè)的幾種因素中，人均國民生產(chǎn)總值對居民消費水平具有顯著影響。其他因素，如人口自然增長率、人均糧食占有量與居民消費水平無直接影響。

雖在模型建立之前定性推斷各種因素影響居民消費水平的原因與效果，經(jīng)過定量檢驗發(fā)現(xiàn)，其他因素對居民消費水平的影響是不顯著的。對模型出現(xiàn)這樣的結(jié)果進(jìn)行分析。我認(rèn)為有以下因：第一，部分因素對人均國民生產(chǎn)總值有顯著影響，故其他因素與人均國民生產(chǎn)總值這一因素在同一模型出現(xiàn)，會引起多重共線性，如糧食人均占有量。人均國民生產(chǎn)總值越多，作為必需品的糧食必然會有更多的儲備，故糧食人均占有量便越多。第二，部分因素對居民消費水平并無直接影響，屬于模型設(shè)定誤差，如我國就業(yè)人數(shù)、人口自然增長率。它們的變動與居民消費水平的變動方向可能一致或相反，但并無聯(lián)系。

由模型分析可知，增加人均國民生產(chǎn)總值是提高居民消費水平的必要途徑。同時也呼應(yīng)了人人皆知的道理，要想提高生活水平，必須大力發(fā)展生產(chǎn)力。

5 對提高居民消費水平的建議

首先，發(fā)展經(jīng)濟(jì)，增加人均國民生產(chǎn)總值，有效增加居民收入。在農(nóng)村建設(shè)中，發(fā)展現(xiàn)代生態(tài)農(nóng)業(yè)，提高對農(nóng)村科技的投入，降低單位農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本。此外，加大對農(nóng)村科技教育，定期對農(nóng)民進(jìn)行生態(tài)農(nóng)業(yè)培訓(xùn)，進(jìn)而整體提高農(nóng)村勞動力素質(zhì)，促進(jìn)農(nóng)村的全面進(jìn)步。在城市建設(shè)中，妥善安排更多職工的就業(yè)，增加城鎮(zhèn)居民的收入。

其次，完善住房、醫(yī)療、就業(yè)、養(yǎng)老等在內(nèi)的社會保障制度體系，減少居民對未來保障的擔(dān)憂，增強居民消費信心，保證居民對未來保障的樂觀心理，使居民將對遠(yuǎn)期儲蓄準(zhǔn)備變?yōu)榧雌谙M熱情。特別指出，在如今愈演愈烈的住房難中，有效控制房價，使居民各方面消費支出保持穩(wěn)定增長。

最后，改變居民原有的保守消費方式，加強對消費觀念的引導(dǎo)。幫助居民了解新科技產(chǎn)品，擴(kuò)展居民新的消費領(lǐng)域，提高消費質(zhì)量與消費檔次。同時，推動信用消費的發(fā)展，鼓勵居民超前消費，改善居民消費水平。

參考文獻(xiàn)

[1]《居民消費水平介紹》，中國項目咨詢網(wǎng)，2012-12-11

[2]李靜，改革開放30年山西農(nóng)村居民消費水平的變動研究[J]晉城職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報 2009（4）77-78

[3]王玉紅、肖楠、韓振芳、孫明輝，城市居民消費水平的統(tǒng)計分析—以河北省為例[J]，河北北方學(xué)院學(xué)報2006，22（6） 70—72

[4]孫敬水，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]，北京 清華大學(xué)出版社，2008

[5]中國統(tǒng)計局，中國統(tǒng)計年鑒2012[M] 中國統(tǒng)計出版社

作者簡介

李騰（1992—），男，河北省保定市，大學(xué)本科，研究方向為經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計學(xué)。