程曉彤

摘要：我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以后，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)迅猛發(fā)展的趨勢(shì)，并于2010年GDP首次超越美國(guó)，成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展很大一部分需要內(nèi)需的拉動(dòng)，內(nèi)需則反映在居民消費(fèi)上。消費(fèi)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展三大要素之一，起著不可替代的作用。本文利用1990-2013年24的數(shù)據(jù)，選取了居民消費(fèi)水平為被解釋變量，全國(guó)居民人均可支配收入、稅收、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、全民儲(chǔ)蓄存款為解釋變量，分析了影響居民消費(fèi)水平的相關(guān)因素。最后根據(jù)計(jì)量分析結(jié)果給出相應(yīng)的政策建議，希望為國(guó)家政策的制定和實(shí)施提供參考建議。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平；影響因素；實(shí)證分析；政策建議

一、引言

消費(fèi)水平不僅對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著至關(guān)重要的意義，更能在一定程度上反映該國(guó)居民的生活質(zhì)量。所以國(guó)家在制定政策時(shí)也應(yīng)充分考慮傾向于拉動(dòng)消費(fèi)水平的增長(zhǎng)。居民消費(fèi)水平受到很多方面的影響，只有清楚地了解影響居民消費(fèi)水平的具體因素，才能從根本上提高我國(guó)居民消費(fèi)水平，從來(lái)更好更快的發(fā)展經(jīng)濟(jì)。

然而，伴隨著中國(guó)市場(chǎng)化加深與經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國(guó)居民的消費(fèi)水平卻一直處于萎縮的狀態(tài)。中國(guó)居民消費(fèi)者的現(xiàn)狀是：中國(guó)經(jīng)過(guò)了改革開(kāi)放后的30年的快速發(fā)展，如今已經(jīng)一躍成為世界GDP排名第二的國(guó)家，中國(guó)的人均GDP也有所增長(zhǎng)，但消費(fèi)率一直處于下降的趨勢(shì)。如果說(shuō)中國(guó)居民的主要消費(fèi)品是食品等生活必需品，那么恩格爾定律的確可以從一定程度上解釋為什么我國(guó)居民消費(fèi)率隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)下降。但是與經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為成熟的美國(guó)和日本相比，我國(guó)的居民消費(fèi)率明顯要低了很多。

二、影響因素分析

（一）經(jīng)典消費(fèi)理論回顧

1、西方著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家凱恩斯于1936年提出的絕對(duì)收入假說(shuō)（Absolute Income Hypothesis）：強(qiáng)調(diào)消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù).其實(shí)際收入是指現(xiàn)期，絕對(duì)，實(shí)際的收入水平，即指本期收入，收入的絕對(duì)水平和按貨幣購(gòu)買(mǎi)力計(jì)算的收入。消費(fèi)函數(shù)通常表示為：

C=α+βY （ a>0， 0其中，C表示計(jì)劃消費(fèi)，Y表示現(xiàn)期收入，截距α表示自主消費(fèi)，不隨收入的變化而變化，斜率β表示邊際消費(fèi)傾向（Marginal propensity of consume，MPC），表示每變動(dòng)1單位的收入中用于消費(fèi)的變動(dòng)額。

2、美國(guó)著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝里于1949年提出的相對(duì)收入假說(shuō)（Relative Income Hypothesis），認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣以及周?chē)M(fèi)水準(zhǔn)的影響來(lái)決定消費(fèi)，從而消費(fèi)是相對(duì)地決定的。

另外，相對(duì)收入消費(fèi)理論還論述了消費(fèi)方面的“示范效應(yīng)”，即消費(fèi)者的消費(fèi)受到周?chē)藗兿M(fèi)水平的影響，特別是低收入者因攀比心理、提高社會(huì)相對(duì)地位的愿望等因素而使自身的消費(fèi)處于和收入不相稱(chēng)的較高水平，在社會(huì)收入增多的情況下自然就提高了短期消費(fèi)水平。

3、由美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家莫迪利安尼和布倫貝格共同于1954年提出的生命周期假說(shuō)（Life-cycle Hypothesis）。

生命周期假說(shuō)將人的一生分為青少年階段、中年階段和老年階段（退休以后的階段）。通常，在青少年階段，往往會(huì)把家庭收入的絕大部分用于消費(fèi)，有時(shí)甚至舉債消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)大于收入；進(jìn)入中年階段后，家庭收入會(huì)增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會(huì)降低，收入大于消費(fèi)，；退休以后，收入下降，消費(fèi)又會(huì)超過(guò)收入。因此，各個(gè)家庭的消費(fèi)取決于這個(gè)家庭所處的生命周期階段。該理論的消費(fèi)函數(shù)可以表示為：

C =b1YL +b2WR

其中，C表示現(xiàn)期的平均消費(fèi)，b1表示勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向，YL表示一生中平均的勞動(dòng)收入（現(xiàn)期收入和預(yù)期的未來(lái)收入兩部分組成），b2表示平均財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向，WR表示一生的平均財(cái)富。

（二）可能的影響因素

根據(jù)經(jīng)典的消費(fèi)理論以及現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義，本文選用如下因素作為影響居民消費(fèi)水平的解釋變量：

1，人均可支配收入 消費(fèi)水平很大一部分取決于人均可支配收入，人均可支配收入越高，說(shuō)明人們?cè)礁辉＃M(fèi)水平相應(yīng)會(huì)越高。

2，儲(chǔ)蓄存款 在收入一定的情況下，人們的儲(chǔ)蓄存款越高，則收入用于消費(fèi)的部分越少，即消費(fèi)水平越低；另一方面，儲(chǔ)蓄存款越多，說(shuō)明人們?cè)礁辉?，消費(fèi)水平也可能相對(duì)越高。

3，消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 它是根據(jù)與居民生活相關(guān)的產(chǎn)品與勞務(wù)價(jià)格變動(dòng)統(tǒng)計(jì)出來(lái)的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，用來(lái)反映居民家庭購(gòu)買(mǎi)消費(fèi)商品及服務(wù)的價(jià)格水平的變動(dòng)情況。消費(fèi)價(jià)格指數(shù)越高，貨幣的購(gòu)買(mǎi)力越低，人們會(huì)相對(duì)貧窮，從而減小消費(fèi)降低消費(fèi)水平。

4，稅收 在收入一定的情況下，稅收越高，可支配收入越低，人們會(huì)相對(duì)貧窮，用于消費(fèi)的支出則越少，消費(fèi)水平越低；但是稅收作為國(guó)家宏觀調(diào)控的一種手段，可以提高再分配的收入水平，從另一種角度看可能會(huì)提高居民的消費(fèi)水平。

三、實(shí)證分析

（一）模型建立

本文采用的數(shù)據(jù)為1990-2013年的時(shí)間序列，數(shù)據(jù)均來(lái)源于各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體數(shù)據(jù)如下表：

通過(guò)以上結(jié)果可知：Adj-R2=0.997，說(shuō)明模型的樣本擬合性很強(qiáng)，總離差平方和有99.7%被樣本回歸直線(xiàn)解釋?zhuān)挥?.3%未被解釋?zhuān)籉值為2272.903，數(shù)值很大，說(shuō)明方程有很強(qiáng)的顯著性，模型的解釋能力很強(qiáng)；由方程的各系數(shù)可知我國(guó)居民消費(fèi)水平與人均可支配收入、稅收、儲(chǔ)蓄存款呈正相關(guān)關(guān)系，與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響最為顯著。

（二）模型檢驗(yàn)

1、多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)與修正

（1）相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn) 因?yàn)槟Ｐ蜕婕暗降淖兞枯^多，容易產(chǎn)生多重共線(xiàn)現(xiàn)象，所以需對(duì)變量進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

（2）修正多重共線(xiàn)性

修正多重共線(xiàn)性的方法有很多種，這里采用逐步回歸方法，利用SPSS軟件對(duì)變量逐步回歸，可以得出影響居民消費(fèi)水平的最優(yōu)函數(shù)為f（X1，X2），此時(shí)的可決系數(shù)Adj-R2提高到0.998，F(xiàn)值提高到4740.440，方程顯著性更強(qiáng)，所以最優(yōu)回歸方程為：

Y=224.007+0.445X1+0.028X2

F=4740.440R2=0.999Adj-R2=0.998

居民消費(fèi)水平與人均可支配收入和稅收有正相關(guān)關(guān)系，人均可支配收入每增加0.445%，居民消費(fèi)水平便可提高1%，稅收每增加0.028%，居民消費(fèi)水平便提高1%。

2、序列相關(guān)性檢驗(yàn)

在回歸模型的古典假定中是假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)是無(wú)自相關(guān)的，即在不同觀測(cè)點(diǎn)之間是不相關(guān)的。也即模型Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μi（i=1，2，3，4）中，Cov（ui，uj）=0，如果對(duì)于不同的樣本點(diǎn)該公式不成立，即隨機(jī)干擾項(xiàng)之間不是完全相互獨(dú)立的，則稱(chēng)出現(xiàn)了序列相關(guān)性。

由于隨機(jī)誤差項(xiàng)是不可測(cè)的，所以我們用殘差來(lái)估計(jì)。首先通過(guò)殘差的散點(diǎn)圖粗略的觀察，做出標(biāo)準(zhǔn)化殘差散點(diǎn)圖如下：

3、異方差檢驗(yàn)

這里利用相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)該模型的異方差性，新生成變量abse為殘差的絕對(duì)值，然后利用軟件SPSS計(jì)算出abse與解釋變量X1、X2的Spearman相關(guān)系數(shù)，得到Spearman系數(shù)為0.337，對(duì)應(yīng)的P值是0108>0.05，說(shuō)明殘差與解釋變量沒(méi)有明顯的相關(guān)性，即不存在異方差。

四、結(jié)論分析及政策建議

由上一節(jié)中的多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)與修正、自相關(guān)性檢驗(yàn)及異方差性檢驗(yàn)可得模型的最終表達(dá)式為：Y=224.007+0.445X1+0.028X2，即人均可支配收入每增加1%，居民消費(fèi)水平便可增加0.445%；稅收每增加1%，則居民可消費(fèi)水平便增加0.028%。雖然模型中剔除了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和儲(chǔ)蓄存款這兩個(gè)變量，但并不說(shuō)明這兩個(gè)因素對(duì)居民消費(fèi)水平?jīng)]有影響。

根據(jù)上述結(jié)論，對(duì)于提高我國(guó)居民消費(fèi)水平給出以下建議：

居民可支配收入對(duì)其消費(fèi)水平起到了明顯的推動(dòng)作用。中低收入階層具有較高的邊際消費(fèi)傾向，提高這部分人的收入能夠較明顯的促進(jìn)消費(fèi)水平。通過(guò)加強(qiáng)對(duì)低收入群體的基本生活最低保障標(biāo)準(zhǔn)，防止低收入群體范圍的擴(kuò)大。通過(guò)加強(qiáng)對(duì)低收入群體的職業(yè)技能培訓(xùn)及適當(dāng)?shù)恼邇A斜，增加其就業(yè)機(jī)會(huì)，提高其工資水平從而提高中低收入者的可支配收入水平，最終提高消費(fèi)水平。

制定合理的稅收政策，積極推進(jìn)稅制改革，減輕中低收入者的稅收負(fù)擔(dān)，充分發(fā)揮稅收對(duì)消費(fèi)和收入的調(diào)節(jié)作用，通過(guò)提高個(gè)人所得稅的起征點(diǎn)和對(duì)高收入群體征收較高的個(gè)人所得稅實(shí)現(xiàn)財(cái)政的收入分配職能。稅收可以為低收入家庭服務(wù)提供資金，降低供應(yīng)產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格；對(duì)于高收入高消費(fèi)者，其消費(fèi)彈性較小，增加稅收并不會(huì)降低其消費(fèi)水平?？偠灾愂盏脑黾幽芴岣呔用竦南M(fèi)水平。（作者單位：首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)）