郎文星切揚(yáng)卓瑪

(1.西北民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730030；2.西北民族大學(xué)評(píng)估中心，甘肅 蘭州 730030)

一、問題的提出

“十一五”規(guī)劃中明確表示，中國現(xiàn)在應(yīng)該轉(zhuǎn)向逐漸依靠個(gè)人消費(fèi)、在較大程度上可自我持續(xù)的國內(nèi)需求模式，消費(fèi)已成了值得關(guān)注的一大要點(diǎn)。

許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都對(duì)消費(fèi)理論進(jìn)行了研究，提出了很多經(jīng)典學(xué)說。Keyness(1936)提出的絕對(duì)收入假說指出:消費(fèi)支出和收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，收入增加對(duì)消費(fèi)需求的擴(kuò)大具有促進(jìn)作用。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani和Brumb(1950)認(rèn)為，理性的消費(fèi)者要根據(jù)自己一生的收入和財(cái)產(chǎn)來安排自己的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，使一生的消費(fèi)和收入相等，這就是生命周期假說。Friedman(1957)提出了持久收入的消費(fèi)函數(shù)理論，該理論認(rèn)為:消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。

本文基于上述問題，建立中國居民消費(fèi)行為的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，以期能以量化的數(shù)據(jù)來明確解釋其相關(guān)因素對(duì)中國居民消費(fèi)的影響及其形象程度的大小。

二、變量的選取及模型的建立

人均純收入：X1(元/人年)。依據(jù)：凱恩斯的假說認(rèn)為，消費(fèi)支出的數(shù)量依賴于當(dāng)期的收入水平，收入水平提高了，消費(fèi)水平相應(yīng)就會(huì)提高。因此我們引入該因素作為解釋居民消費(fèi)的變量之一。

儲(chǔ)蓄：X2(元/人年)。依據(jù)：由于儲(chǔ)蓄具有流動(dòng)性和安全性，代表著更現(xiàn)實(shí)的購買力，在居民的流動(dòng)資產(chǎn)中占很大比重，所以居民擁有的儲(chǔ)蓄額對(duì)當(dāng)期消費(fèi)更有意義，這就是流動(dòng)資產(chǎn)假說。因此我們引入該因素作為解釋居民消費(fèi)的另一變量。

前期人均純收入：X3(元/人年)依據(jù)：費(fèi)爾德曼提出了持久收入的消費(fèi)函數(shù)理論，該理論認(rèn)為:消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。因此，我們選取了屬于持久收入的一部分——前期人均純收入來作為另一解釋變量。

在此基礎(chǔ)上以中國居民消費(fèi)為被解釋變量，人均純收入、儲(chǔ)蓄、前期人均純收入為解釋變量而建立的多元線性回歸模型為：Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+U，其中，其中，C1、C2、C3是未知參數(shù)，稱為回歸系數(shù)，U是隨機(jī)誤差。

三、數(shù)據(jù)及處理

數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，計(jì)量分析時(shí)采用的是1990～2004年15年的數(shù)據(jù)資料，將它們化為一組時(shí)間序列形式的樣本數(shù)據(jù)，見表1。

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表1 單位：(元/人年)

四、模型的回歸分析與調(diào)整

(一)模型的參數(shù)估計(jì)

利用EVIEWS軟件，對(duì)上述模型運(yùn)進(jìn)行最小二乘估計(jì)，得出初步方程如下：

(二)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從得到的結(jié)果可以看出：

在其他條件不變的情況下，人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的增加0.3382130351元。它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。

在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄每增加1元，居民消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)地減少0.1408986733元。它與居民消費(fèi)之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

在其他條件不變的情況下，前期人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的增加0.1624787102元。它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。均符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

(三)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2檢驗(yàn)R2=0.999299，調(diào)整后的R2=0.999107，可絕系數(shù)為0.999299，接近1，模型的擬合優(yōu)度很高。

F檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出F=5225.061，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查F分布表，得到臨界值F0.05(3，11)=3.59(解釋變量數(shù)目為3，樣本容量為15)。顯然有F＞Fa(k，n-k-1)，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。

T檢驗(yàn)：eview s計(jì)算得出的 t值為 |t0|=3.478234、|t1|=10.42062、|t2|=6.804531、|t3|=5.039875，在顯著性水平 a=0.05 時(shí)，查 t分布表，得到t0.025(11)=2.201計(jì)算的所有t值都大于該臨界值，均通過變量顯著性檢驗(yàn)。

(四)多重共線性的檢驗(yàn)

首先，檢驗(yàn)x1，x2，x3的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，eview s估計(jì)得出的相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣圖

由圖中可以看出，變量之間存在高度相關(guān)性，用逐步回歸法進(jìn)行修正。第一步：運(yùn)用OLS法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量x1，x2，x3做回歸。依據(jù)調(diào)整后可決系數(shù)最大原則，選擇X1為進(jìn)入回歸模型的第一個(gè)解釋變量，再次進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示調(diào)整后的可決系數(shù)X2的最大，加入x3后擬合優(yōu)度變化很不顯著，說明x3與其他變量之間存在共線性關(guān)系，剔除x3，逐步回歸終止。

再次進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

F檢驗(yàn)：eviews計(jì)算得出F=2579.610，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查F分布表，得到臨界值F0.05(2，12)=3.88(解釋變量數(shù)目為2，樣本容量為15)。顯然有F＞Fa(k，n-k-1)，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。

T檢驗(yàn)：eview s計(jì)算得出的 t值為 |t0|=2.356087、|t1|=16.02394、|t2|=3.451894，在顯著性水平a=0.05時(shí)，查t分布表，得到t0.025(11)=2.201計(jì)算的所有t值都大于該臨界值，均通過變量顯著性檢驗(yàn)。

最終的回歸模型如下：Y=-172.0445783+0.4772419706*X1-0.122548605*X2。

(五)序列相關(guān)性檢驗(yàn)

首先運(yùn)用D-W檢驗(yàn)進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，eview s計(jì)算出的DW值為0.7405，查表得dL=1.08，dU=1.36，顯然存在0＜0.7405＜1.08，即 0＜D.W.＜d L，存在正自相關(guān)，下面加入 AR(1)做回歸，進(jìn)行序列相關(guān)的補(bǔ)救。序列相關(guān)補(bǔ)救后的回歸方程為：

Y=498.6323042+0.3776851715*X1-0.05642567689*X2+[AR(1)=0.8925113675]

加入AR(1)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)后計(jì)算出的DW值為1.7300，查表得 dL=1.08，dU=1.36

顯然存在 1.36＜1.7300＜2.64，即 dU＜D.W.＜4－dU，無自相關(guān)，表明經(jīng)過加入AR(1)后模型已不存在序列相關(guān)性。

(六)異方差性檢驗(yàn)

1.先用散點(diǎn)圖進(jìn)行初步觀測(cè)。

上圖為eview s做出的散點(diǎn)圖，由于圖示法只能進(jìn)行大概的判斷，本文采用更為嚴(yán)格的檢驗(yàn)方法—G-Q檢驗(yàn)。

2.運(yùn)用G-Q檢驗(yàn)來消除異方差性。首先將數(shù)據(jù)按自變量大小排列，將15個(gè)觀測(cè)值減去3個(gè)，再將剩下的12個(gè)分為兩組，分別運(yùn)用OLS法，構(gòu)造殘差平方和序列。

G-Q檢驗(yàn)結(jié)果：

子樣本1的回歸方程如下：

子樣本1的R2殘差平方和如下：

子樣本2的回歸方程如下：

子樣本2的R2殘差平方和如下：

計(jì)算最終F統(tǒng)計(jì)量：

在5%的顯著性水平下，自由度為(3，3)的F分布的臨界值為F0.05(3，3)=9.28，顯然 F＜Fa(v1，v2)，表明沒有異方差性。

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

通過上述分析可以看出，目前我國居民消費(fèi)的最大影響因素還是收入，我國居民可支配收入水平低、收入增長(zhǎng)慢以及居民的儲(chǔ)蓄是造成居民消費(fèi)需求不足的根本原因。所以想要開啟我國消費(fèi)市場(chǎng)以達(dá)到拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的，必須研究如何提高居民的收入。

從得到的結(jié)果可以看出，在其他條件不變的情況下，人均純收入每增加1元，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的提升0.3776851715元，它與居民消費(fèi)之間是正相關(guān)的關(guān)系。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄每增加1元，居民消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)地減少0.05642567689元，它與居民消費(fèi)之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

(二)政策建議

(1)提高就業(yè)率。努力加大各種就業(yè)渠道，提升居民的整體收入水平，實(shí)現(xiàn)高收入高消費(fèi)，用收入的增長(zhǎng)來帶動(dòng)消費(fèi)的增長(zhǎng)。

(2)中國由于其自身的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民長(zhǎng)期存在收入水平低下的情況，這就進(jìn)一步的引起了消費(fèi)額的低下，因此，要想方設(shè)法增加農(nóng)村居民收入。

(3)建立健全社會(huì)保障體系。完善社會(huì)保障體系，消除居民對(duì)未來生活的擔(dān)憂和顧慮，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，減少居民為將來生活進(jìn)行的過多儲(chǔ)蓄的行為。

[1]成秋明.重慶市農(nóng)村居民消費(fèi)研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2011年，第5期:89頁～90頁.

[2]韓克勇.中國居民消費(fèi)問題研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2001年，第1期:54頁～56頁.

[3]陳成忠，林振山.中國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)的周期性及其驅(qū)動(dòng)因素研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2009年，第8期：83頁～84頁.

[4]張志敏.1978年以來中國居民消費(fèi)變化及影響因素分析[J].商業(yè)研究，2003年，第24期：1頁～3頁.

[5]張志敏.90年代以來中國居民消費(fèi)特征及影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)管理，2003年，第4期:52頁～56頁.

[6]李子奈，潘文卿.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》[M].北京：高等教育出版社，2005年：55頁～124頁.