王文倩 閆文佳 鄭x輝

摘 要：國內(nèi)消費(fèi)是擴(kuò)大內(nèi)需，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要手段。本文運(yùn)用2000-2012年河南省消費(fèi)需求影響因素的時(shí)序數(shù)據(jù)，通過多元統(tǒng)計(jì)分析中的主成分分析法，構(gòu)造出影響河南省消費(fèi)需求的主成分，然后與因變量河南省人均消費(fèi)支出進(jìn)行回歸分析，得到主成分回歸，并對主成分展開定量與定性分析，提出改進(jìn)之策，得出居民收入水平是消費(fèi)需求的最重要的影響因素。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)需求；主成分分析；主成分回歸分析

一、引言

1998年亞洲金融危機(jī)和2008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)，出口美國、日本和歐盟等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家的外需乏力，對我國長期以來形成的以出口為主的外向型經(jīng)濟(jì)造成了巨大的影響，我國的宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出了總需求不足特別是消費(fèi)需求不足的特征，經(jīng)濟(jì)增速明顯減退。因此，對于我國這樣一個(gè)發(fā)展中大國來說，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的最主要力量仍然是國內(nèi)需求，而擴(kuò)大國內(nèi)需求的一個(gè)舉措是刺激國內(nèi)消費(fèi)。

河南省作為中原地區(qū)農(nóng)業(yè)大省，在未來十年是深化改革開放，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的攻堅(jiān)時(shí)期。經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是生產(chǎn)發(fā)展方式和消費(fèi)發(fā)展方式的統(tǒng)一，加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變首先要加快轉(zhuǎn)變消費(fèi)發(fā)展方式。市場經(jīng)濟(jì)是需求導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)，而市場需求首先是消費(fèi)需求，因此擴(kuò)大內(nèi)需是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。

二、變量選取和模型選擇

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

在現(xiàn)實(shí)生活中，影響消費(fèi)的因素有很多，比如居民收入、物價(jià)水平、經(jīng)濟(jì)增長等。根據(jù)現(xiàn)有理論和已有文獻(xiàn)以及河南省經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況和樣本數(shù)據(jù)的隨機(jī)性，選擇了以下一些因素決定居民消費(fèi)水平。

日常觀察和統(tǒng)計(jì)研究表明，居民的收入水平與消費(fèi)需求呈密切的正相關(guān)關(guān)系，隨著收入的增加，貨幣購買力會(huì)增加，居民的消費(fèi)水平會(huì)相應(yīng)的提升。相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，我國城鄉(xiāng)居民收入增長緩慢，而且居民收入中持久收入部分增長緩慢。一般而言，就業(yè)率增加，居民收入相對增加，居民消費(fèi)支出增加；反之，就業(yè)率下降，居民收入相對減少，從而引起居民消費(fèi)支出的減少。因此，選取就業(yè)率作為消費(fèi)需求的影響因素之一。撫養(yǎng)系數(shù)的大小與消費(fèi)支出也呈一定相關(guān)關(guān)系。

本文建立模型所選取的因變量是河南省人均消費(fèi)支出水平（Y），自變量分別是：人均生產(chǎn)總值（X1），城鄉(xiāng)收入差距（X2），居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X3），就業(yè)率（X4），少年兒童撫養(yǎng)系數(shù)（X5），老年撫養(yǎng)系數(shù)（X6），人均醫(yī)療支出（X7），一年期存款利率（X8）。其中，人均消費(fèi)支出未扣除醫(yī)療和學(xué)費(fèi)支出。

（二）模型選擇

為了全面分析問題，本文選取八個(gè)自變量對因變量進(jìn)行研究，雖然每個(gè)自變量對因變量都是有意義的，但是某些自變量彼此相關(guān)，會(huì)給合理分析問題和解決問題帶來困難，因此，需要對回歸方程中的變量進(jìn)行共線性診斷，確定它們對參數(shù)估計(jì)影響，利用主成分分析方法對變量進(jìn)行改造，產(chǎn)生一系列互不相關(guān)的新變量，且新變量含有盡可能多的原變量帶有信息，從而使得這幾個(gè)變量代替原變量分析問題。

三、實(shí)證分析

利用SPSS對影響人均消費(fèi)支出的各因素X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8進(jìn)行主成分分析，KMO值為0.513，說明這些數(shù)據(jù)適合進(jìn)行主成分分析。

從表1可知，第一主成分的特征根是4.091，解釋了總變異的51.134%，第二主成分的特征根是2.314，解釋了總變異的28.927%。前兩個(gè)特征根的累計(jì)貢獻(xiàn)率為80.061%，說明前兩個(gè)主成分已經(jīng)反映原來8個(gè)自變量80.061%的信息，因此選擇前兩個(gè)主成分進(jìn)行回歸分析。對因變量及所有自變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化后因變量用ZY表示，ZXi（i=1，2，……，8）。提取的前兩個(gè)主成分與表達(dá)式分別為：

F1=0.98ZX1+0.237ZX2+0.557ZX3+0.467ZX4-0.703ZX5+0.807ZX6+0.96ZX7+0.691ZX8（1）

F2=0.18ZX1-0.884ZX2-0.465ZX3+0.842ZX4+0.654ZX5+0.29ZX6+0.22ZX7-0.124ZX8（2）

以ZY為因變量，F(xiàn)1和F2為自變量進(jìn)行多元線性回歸分析，得到模型為：ZY=0.237F1+0.093F2（3）

可決系數(shù)為R2=0.986，說明擬合優(yōu)度很好，F(xiàn)的統(tǒng)計(jì)量為350.108，置信水平0.005上，F(xiàn)（2，10）=9.43，F(xiàn)>>9.43，說明該模型設(shè)定有意義。

（三）求解標(biāo)準(zhǔn)化自變量回歸模型的系數(shù)

將前兩個(gè)主成分系數(shù)向量組成的矩陣和主成分回歸系數(shù)向量估計(jì)量，得到標(biāo)準(zhǔn)化自變量表示的回歸方程：ZY=0.249ZX1-0.026ZX2+0.089ZX3+0.189ZX4-0.106ZX5+0.218ZX6+0.248ZX7+0.152ZX8（4）

四、結(jié)論及政策建議

從主成分回歸分析結(jié)果看，除城鄉(xiāng)收入差距和少年兒童撫養(yǎng)系數(shù)外，其余各個(gè)自變量對河南省人均消費(fèi)支出均有正向促進(jìn)作用。其中，對人均消費(fèi)支出影響程度最大的是人均生產(chǎn)總值、人均醫(yī)療水平和老年撫養(yǎng)系數(shù)。這三個(gè)指標(biāo)每提高1%會(huì)導(dǎo)致河南省人均消費(fèi)支出水平增長0.249%，248%，0.218%，對人均消費(fèi)支出的提高效果很好?？傻贸觯喝司M(fèi)支出高度依賴于人均生產(chǎn)總值，即提高居民收入水平，可以有效地促進(jìn)消費(fèi)水平提高。

其次，與人均消費(fèi)支出影響較大的是就業(yè)率和一年期存款利率，這2個(gè)指標(biāo)每提高1%，會(huì)使河南省人均消費(fèi)支出提高0.189和0.152，可知在2000-2012年期間，就業(yè)率及一年期利率對人均消費(fèi)支出的影響是正向的。從以往研究可知，就業(yè)率的高低會(huì)影響人均收入的大小，進(jìn)而間接影響消費(fèi)支出。

根據(jù)分析結(jié)果，要提高消費(fèi)水平，擴(kuò)大內(nèi)需，河南省的政策應(yīng)著力于：（1）拓寬就業(yè)渠道，提高居民的收入水平。應(yīng)積極調(diào)整傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，在堅(jiān)持市場為主導(dǎo)，立足本地資源優(yōu)勢的前提下，著力優(yōu)化農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。（2）建立和完善社會(huì)保障體系。增強(qiáng)居民預(yù)期的穩(wěn)定性，消除消費(fèi)者的后顧之憂。（3）縮小收入差距，提高整體消費(fèi)能力。河南省城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大，為提高居民消費(fèi)水平，必須縮小城鄉(xiāng)收入差距。另外，應(yīng)切實(shí)提高農(nóng)民收入，改善農(nóng)民生活質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李毛俠.安徽省消費(fèi)需求影響因素的主成分回歸分析[J].2010，9（2）：48-51.

[2] 劉潤幸.利用SPSS進(jìn)行主成分回歸分析[J].2001，17（8）：746-748.