張威

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430205）

武漢居民消費(fèi)水平的影響因素分析

張威

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430205）

在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，我們要改變過去依靠投資和出口帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式，以實(shí)現(xiàn)靠消費(fèi)的增加帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式。本文運(yùn)用1980-2013年武漢市的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸分析方法對人均消費(fèi)、人均可支配收入以及價(jià)格指數(shù)三者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明人均消費(fèi)與價(jià)格指數(shù)沒有顯著的關(guān)系，而且在消除價(jià)格因素后，人均消費(fèi)與人均可支配收入有很顯著的關(guān)系。因此，要實(shí)現(xiàn)靠消費(fèi)的增加帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的模式，應(yīng)增加人們的可支配收入。

居民消費(fèi)水平；影響因素；回歸分析

一、引言

改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)取得了飛速發(fā)展，國家經(jīng)濟(jì)基本上是按照“三步走”發(fā)展戰(zhàn)略前進(jìn)：由中國統(tǒng)計(jì)年鑒可知，1989年的國民總收入為1.7萬億元是1980年國民總收入0.45萬億的三倍多；2000年的國民總收入為9.8萬億元是1990年國民總收入1.87萬億的4倍多；相信到本世紀(jì)中葉，人均國民生產(chǎn)總值能夠達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家的水平。消費(fèi)、投資和出口是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。西方發(fā)達(dá)國家的居民消費(fèi)支出占其國內(nèi)生產(chǎn)總值的70%左右，而我國只占30%-40%。這說明我國居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)非常不足。因而，要保持國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)定快速的增長，就應(yīng)該盡快轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，增加內(nèi)需。

就大城市而言，武漢地區(qū)的生產(chǎn)總值排在全國前列。然而武漢的消費(fèi)水平也表現(xiàn)出不足的特點(diǎn)。2001-2013年，武漢人均生產(chǎn)總值和人均消費(fèi)支出增長較為緩慢，2005年以后，兩者開始大幅增長。但是隨著時(shí)間的推移，兩者的差額越來越大，即人均消費(fèi)支出占人均生產(chǎn)的比率越來越小。這個(gè)比值 （即人均消費(fèi)率）分別為 42.8%、42.8%、42.2%、39.0%、38.7%、37.2%、36.3%、34.4%、34.4%、34.9%、32.4%，這說明武漢居民的消費(fèi)水平保持著較低水平。而根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，從長期來看，消費(fèi)是帶動(dòng)某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?。而且從歷史上看，1923年的美國經(jīng)濟(jì)大蕭條最主要是由于社會(huì)總需求不足造成的，羅斯福解決這一危機(jī)的法寶就是擴(kuò)大社會(huì)總需求。所以擴(kuò)大武漢這一地區(qū)的消費(fèi)水平有利于避免因總需求不足造成的經(jīng)濟(jì)蕭條，進(jìn)而有利于經(jīng)濟(jì)在長期中穩(wěn)定快速地增長。因此，首先我們要做的是了解影響武漢消費(fèi)水平的主要因素，然后具體分析各因素對消費(fèi)的影響。本文以武漢市居民為研究對象，找出影響消費(fèi)的主要因素，進(jìn)而為增加內(nèi)需提供些建議。

二、文獻(xiàn)綜述

自從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)產(chǎn)生以后，不少西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家就對消費(fèi)做了大量的研究。這是因?yàn)橄M(fèi)函數(shù)理論是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的基礎(chǔ)理論之一，也是國民收入核算體系中的重要部分。消費(fèi)函數(shù)理論最先是由凱恩斯提出來的，其后一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家對其不斷進(jìn)行補(bǔ)充和修改，至今消費(fèi)函數(shù)理論較為成熟。

（一）國外關(guān)于消費(fèi)的研究

在西方，盡管關(guān)于消費(fèi)的理論比較成熟，但仍然有部分學(xué)者對消費(fèi)理論充滿著興趣和熱情，他們大都是研究居民的消費(fèi)行為及消費(fèi)傾向。同時(shí)也有一些學(xué)者仍對凱恩斯的理論感興趣，他們有的贊同，有的則不贊同。斯蒂格里茨（1997）認(rèn)為凱恩斯的“流動(dòng)性偏好理論”暗含了政府可以通過調(diào)控支出而正面影響居民消費(fèi)的機(jī)制，因?yàn)楦鶕?jù)其理論，政府增加支出可以刺激居民消費(fèi)。而Bailey等（1971）對此提出了異議，他認(rèn)為政府支出對居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)；Barro（1981）利用一般均衡模型和持久收入理論探討了政府消費(fèi)和服務(wù)支出對居民消費(fèi)的影響，也認(rèn)為存在擠出效應(yīng)。

（二）國內(nèi)關(guān)于消費(fèi)的研究

由于中國一段時(shí)間處于馬克思經(jīng)濟(jì)的理論統(tǒng)治之中，因此西方經(jīng)濟(jì)學(xué)直到很晚才傳入中國，因此人們對消費(fèi)理論的研究也就比較晚了。他們主要是對中國的消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行研究，研究的方法主要是理論演繹法和經(jīng)驗(yàn)歸納法。理論演繹法主要是從某種理論框架出發(fā)，并把其中的制度特點(diǎn)考慮進(jìn)去，從而推導(dǎo)出一個(gè)消費(fèi)函數(shù)，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。如1986年，烏家培、張守一在《中國宏觀經(jīng)濟(jì)模型研究》一書中以相對收入假說理論為模版，建立中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)；2000年余永定、李軍在《中國居民消費(fèi)函數(shù)的理論與經(jīng)驗(yàn)證》以生命周期和永久收入假說理論為框架，建立了中國宏觀消費(fèi)函數(shù)，得出消費(fèi)與實(shí)際收入，初始儲(chǔ)蓄，價(jià)格水平有關(guān)系。經(jīng)驗(yàn)歸納法主要是根據(jù)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)找出與需求有關(guān)的變量，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法得出各解釋變量的系數(shù)，然后進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，直到得出令人滿意的結(jié)果。本文也采用這種方法，根據(jù)前人對消費(fèi)函數(shù)的研究，具體以武漢市為例，來分析影響居民消費(fèi)因素，進(jìn)而為解決內(nèi)需不足的問題提供一些建議。

三、實(shí)證分析

（一）基本模型

根據(jù)上文的分析，可以大致得到這樣的結(jié)論：消費(fèi)支出應(yīng)與收入水平呈正相關(guān)，與現(xiàn)期價(jià)格水平呈負(fù)相關(guān)。據(jù)此建立如下模型：

其中Y為武漢市城市居民人均消費(fèi)支出，X1為武漢市城市居民人均可支配收入，X2為武漢市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，α為常數(shù)，β為邊際消費(fèi)傾向，δ為待估參數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文的數(shù)據(jù)都來自《武漢統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取1980-2013年的數(shù)據(jù)。利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews7.2,對該模型進(jìn)行最小二乘法，得到如下的結(jié)果：

其中，相對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值分別為1.37、60.79、-0.93，樣本的可決系數(shù)R-squared為0.993，修正樣本可決系數(shù)Adjusted R-squared為0.992。

（二）模型的檢驗(yàn)與修正

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由回歸結(jié)果可知，邊際消費(fèi)傾向β=0.68，表示城鎮(zhèn)居民全年的消費(fèi)支出隨著可支配收入增加1單位而增加0.68個(gè)單位，由于其大于0而小于1，故該回歸系數(shù)的符號(hào)、大小都與經(jīng)濟(jì)理論相符合；δ=-12.07，表示城鎮(zhèn)居民全年消費(fèi)品隨著消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的增加而降低，故該回歸系數(shù)的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)理論相符合。

2.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

樣本的可決系數(shù)為：R-squared=0.993，修正樣本可決系數(shù)為：Adjusted R-squared=0.992。由這兩個(gè)可決系數(shù)可以看到，估計(jì)的樣本回歸方程較好地?cái)M合了樣本觀測值。

3.t檢驗(yàn)

提出檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：β=δ=0。由回歸結(jié)果知t統(tǒng)計(jì)量為：參數(shù)β的t-Statistic=60.79；參數(shù)δ的t-Statistic=-0.93，給定0.05的顯著性水平，從《t分布百分位數(shù)表》查出自由度為31的t分布雙側(cè)分位數(shù)為2.05。因?yàn)?0.79>2.05，說明系數(shù)β顯著，故否定原假設(shè)H0：β=0，即可以認(rèn)為武漢城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費(fèi)支出有顯著的影響；｜-0.93—=0.93< 2.05，說明δ不顯著，所以不否定原假設(shè)H0：δ=0，即可以得出消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對人均消費(fèi)支出沒有顯著的影響。綜合上述可以得出結(jié)論：只有是顯著的，其余兩個(gè)均不顯著。由于價(jià)格因素在理論上有依據(jù)，在數(shù)據(jù)上又能很好的展現(xiàn)出來，但在這里卻不顯著，可能是存在多重共線的問題，故需對模型進(jìn)行修正。

4.模型的修正

由其中可以看出X2的系數(shù)不顯著，分析其中的原因，可能是價(jià)格波動(dòng)較大。為了避免這種不顯著的尷尬局面，最好的辦法是剔除這種波動(dòng)的價(jià)格因素,故在模型兩邊同時(shí)除以X2，從而使模型變?yōu)椋?/p>

其中Y為武漢市城市居民人均實(shí)際消費(fèi)支出，X3為武漢市城市居民人均實(shí)際可支配收入，a為常數(shù)，b為邊際消費(fèi)傾向，v為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

再次利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews7.2，對該模型進(jìn)行最小二乘法，得到如下的結(jié)果：

其中，相對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值分別為4.95、63.3，樣本的可決系數(shù)R-squared為0.99,2。

（三）模型結(jié)果分析

由式（4）可得到樣本回歸方程的斜率為0.683，說明消費(fèi)者的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.683，即隨著實(shí)際人均可支配收入增加1元，消費(fèi)者會(huì)拿出0.683元進(jìn)行消費(fèi)，而余下的部分會(huì)用于儲(chǔ)蓄。截距項(xiàng)為5.785，說明消費(fèi)者的自發(fā)消費(fèi)為5.785元，即表示消費(fèi)者在沒有收入來源的情況下仍然會(huì)進(jìn)行生存所必需的消費(fèi)。消費(fèi)者的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.683，說明消費(fèi)者將增加的收入大部分用于消費(fèi)，這應(yīng)該提高消費(fèi)水平，但事實(shí)上消費(fèi)水平卻很低，原因可能是消費(fèi)保障不足。

近年來，一些商家為了賺得豐厚的利潤，不惜做一些對消費(fèi)者不利的行為，嚴(yán)重?fù)p害了消費(fèi)者的利益，導(dǎo)致消費(fèi)者在消費(fèi)時(shí)沒有安全感，這也是導(dǎo)致居民消費(fèi)水平下降的一個(gè)重要因素。如三鹿奶粉事件，為了增加奶粉的含氮量，竟然在奶粉里加入三聚氰胺，而且導(dǎo)致奶粉沒有足夠的營養(yǎng)，嚴(yán)重?fù)p害了嬰兒大腦的發(fā)育，導(dǎo)致形成大頭娃娃。雖然這一問題得到解決，但是在目前我國市場經(jīng)濟(jì)還不完善的情況下，還不知道有多少這樣類似的事情潛藏在市場中，給消費(fèi)者帶來嚴(yán)重的損害，消費(fèi)者因此不能放心的消費(fèi)，這導(dǎo)致消費(fèi)水平表現(xiàn)得更加低下。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用《武漢統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)，對影響武漢市城市居民的消費(fèi)水平的因素進(jìn)行了一些探討，盡管得出的結(jié)果有些不太令人滿意，但仍具有一些理論上的意義，并依此結(jié)果給出提高消費(fèi)的幾點(diǎn)建議：

（一）增加可支配收入

由模型結(jié)果可知，消費(fèi)支出主要取決于可支配收入：可支配收入越大，消費(fèi)支出也越大。因此提高武漢居民的消費(fèi)水平，最根本是要增加居民的可支配收入。增加可支配收入主要是增加居民的總收入，這就需要增加居民的工資性收入同時(shí)鼓勵(lì)居民擴(kuò)展收入來源，比如進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)較小的私人投資；另一方面對居民購買部分奢侈品時(shí)進(jìn)行適當(dāng)補(bǔ)貼，增加消費(fèi)者的購買力。

（二）保障消費(fèi)安全

完善消費(fèi)安全保障措施，使消費(fèi)者能放心地進(jìn)行消費(fèi)，這樣居民的支出就會(huì)上升。（1）完善食品安全法律體系，保護(hù)消費(fèi)者的權(quán)益。這樣，在消費(fèi)者權(quán)益受到損害時(shí)，可以得到法律的幫助，同時(shí)給不法商者以嚴(yán)厲的懲罰，加大他們違法的成本；（2）加強(qiáng)對食品質(zhì)量的安全監(jiān)管，從源頭上阻止損害消費(fèi)者行為的事情；（3）加大食品安全知識(shí)的宣傳力度。有時(shí)消費(fèi)者由于信息不對稱，只能從主觀情緒上判斷好壞，時(shí)常會(huì)陷入圈套。通過宣傳食品安全方面的知識(shí)，可以使消費(fèi)者具有辨別好壞的能力，從而可以減少商家下手的機(jī)會(huì)。

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