張會(huì)清

山西省人均消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析

張會(huì)清

“十三五”規(guī)劃提出“十三五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要目標(biāo)是今后五年經(jīng)濟(jì)仍須保持中高速增長(zhǎng)。但要實(shí)現(xiàn)這一增長(zhǎng)，消費(fèi)必須擔(dān)當(dāng)起“駕轅”中國(guó)經(jīng)濟(jì)的重任?？梢姺治鼍用裣M(fèi)影響因素具有現(xiàn)實(shí)的意義。本文在現(xiàn)代消費(fèi)理論的基礎(chǔ)上。首先，結(jié)合山西省城鎮(zhèn)與農(nóng)村最近幾年的消費(fèi)情況，建立消費(fèi)模型并對(duì)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)以及統(tǒng)計(jì)學(xué)的檢驗(yàn)。找出影響山西省居民人均消費(fèi)的主要影響因素，給出相應(yīng)的政策建議。

人均消費(fèi)；計(jì)量模型；檢驗(yàn)；回歸分析

一、研究假設(shè)

1.自改革開放以來，陜西省人均消費(fèi)傾向呈現(xiàn)緩慢的遞減趨勢(shì)，即保持粘性。

2.有儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的替代關(guān)系，可以假定刺激儲(chǔ)蓄的因素會(huì)制約消費(fèi)。我們知道提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，因而把利率也引入模型的分析中。

3.考慮消費(fèi)者的消費(fèi)慣性，前期的消費(fèi)性支出對(duì)當(dāng)期的消費(fèi)性支出有一定的影響。

二、變量定義

（1）山西居民的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y），用這一變量代表當(dāng)期人均收入，由于消費(fèi)遞減規(guī)律的存在，消費(fèi)支出的增長(zhǎng)幅度小于收入的增長(zhǎng)幅度，但總體而言居民的收入的增加還是會(huì)拉動(dòng)消費(fèi)性支出的增加。

（2）山西商品零售價(jià)格指數(shù)(P),商品的零售價(jià)格指數(shù)越高，意味著貨幣的購買力越低，消費(fèi)者為維持原來的消費(fèi)水平，用貨幣衡量的消費(fèi)支出會(huì)越多，即價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)支出之間呈正相關(guān)關(guān)系。

（3）滯后性的消費(fèi)支出Ct-1，由于消費(fèi)具有慣性，上期的消費(fèi)支出將對(duì)當(dāng)期的消費(fèi)支出產(chǎn)生影響。

（4）中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄存款利率（R），現(xiàn)在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為降低利率可刺激消費(fèi)，中國(guó)人民銀行最近幾年一直降息，以刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為達(dá)成統(tǒng)一，我取了每年1月1號(hào)的利率作為全年的利率。

（5）山西人均消費(fèi)水平（Ct）表示山西省居民的當(dāng)期消費(fèi)支出情況，使將要建立經(jīng)濟(jì)模型的被解釋變量。

（6）山西人均儲(chǔ)蓄(Q),在人均可支配收入固定的情況下，儲(chǔ)蓄的增加會(huì)抑制消費(fèi)的支出，所以人均消費(fèi)應(yīng)該與儲(chǔ)蓄負(fù)相關(guān)。

三、模型建立

在經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)上，根據(jù)前面假設(shè)及變量設(shè)定，我們采用多元回歸模型對(duì)上文提出的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

Ct=a+a1*Yi+a2*Pi+a3*Ct?1+a4*Ri+a5*Qi+ui

其中Ct表示山西省當(dāng)期的人均消費(fèi)水平，Yi表示第i年的山西人均生產(chǎn)總值,Ct-1表示上期的消費(fèi)水平，Pi表示第i年的商品的零售價(jià)格指數(shù)，Ri表示第i年的中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄存款利率，Qi表示第i年的人均儲(chǔ)蓄，ui表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、模型的求解

用EVIEWS軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS進(jìn)行回歸分析,得出的分析表如下:

表一對(duì)模型的回歸分析表I

由上表可知模型既沒有通過F檢驗(yàn)，也沒有通過t檢驗(yàn)。由于我們認(rèn)識(shí)水平的局限，從事物的表面很難分清哪些自變量對(duì)因變量有重要的影響，哪些自變量間存在嚴(yán)重的多重共線性。其中導(dǎo)致上述的原因很有可能就是自變量間存在嚴(yán)重的多重共線性。

五、模型的檢驗(yàn)與修正

（1）多充共線性診斷與消除

方差擴(kuò)大因子法（VIF），VIF的大小反映了自變量之間是否存在多重共線性，當(dāng)Xj的VIF大于10時(shí)，就說明自變量Xj與其余自變量之間有嚴(yán)重的多重共線性。用SPSS對(duì)模型進(jìn)行多重共線診斷，結(jié)果見表二：

由最后一表可知：人均生產(chǎn)總值，中國(guó)人民銀行一年期存款利率，人均儲(chǔ)蓄的VIF都小于10，這說明著三個(gè)變量是不相關(guān)的。

表二多重共線性診

表三剔除多重共線性的回歸結(jié)果表

由上表可以看出，人均儲(chǔ)蓄未通過t檢驗(yàn)，這說明陜西人均儲(chǔ)蓄對(duì)陜西城鎮(zhèn)人均消費(fèi)的影響是不顯著的，故剔除。

在剔除了上期人均消費(fèi)水平，零售價(jià)格指數(shù)的前提下我們用SPSS對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下：

表四 剔除未通過t檢驗(yàn)的變量的模型

由上表可知，模型不僅整體顯著性強(qiáng)，且每一變量對(duì)因變量的影響也很顯著。各變量系數(shù)的符號(hào)也符合實(shí)際消費(fèi)理論。

（2）異方差檢驗(yàn)（懷特檢驗(yàn)）

用EVIEWS軟件對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，結(jié)果如表五：

表五White Heteroskedasticity Test:

由檢驗(yàn)結(jié)果中伴隨概率0.346828＞0.05的顯著性水平，故模型不存在異方差。模型的最后結(jié)果如下：

Ct=0.405497968*Y-243.7071105*R+3347.42682

這時(shí)模型能通過各項(xiàng)檢驗(yàn)，而且符合實(shí)際意義。方程表明，從1998-2008年山西省城鎮(zhèn)人均生產(chǎn)總值以及中國(guó)人民銀行一年期利率對(duì)居民的消費(fèi)起到了積極的影響，并體現(xiàn)了明確的數(shù)量關(guān)系。

六、結(jié)論

由實(shí)證分析得出，山西省近11年的城鎮(zhèn)人均消費(fèi)主要受山西省人均生產(chǎn)總值以及中國(guó)人民銀行一年期利率影響。解釋變量Y的系數(shù)為0.405486,表明從1998-2008年，在其它保持不變的情況下，人均生產(chǎn)總值每上升1%，人均消費(fèi)水平上升0.405486%。常數(shù)項(xiàng)說明山西省人均固定自發(fā)消費(fèi)為每年為3347.065元。變量R的系數(shù)為-243.6098表明利率與消費(fèi)成負(fù)相關(guān)，即利率每下降1%，消費(fèi)就增加2.436098%。

[1]趙芳芳.對(duì)江蘇省人均消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析[J].時(shí)代經(jīng)貿(mào)，2008,12.117-118.

[2]聶進(jìn)軍.城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)影響因素研究-以江西省為例[J].科技情報(bào)開發(fā)與經(jīng)濟(jì)，2007.151-152.

（作者單位：山西農(nóng)業(yè)大學(xué)信息學(xué)院）