金 鳳，李正明

（上海理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海 200093）

在面對國外需求疲軟的環(huán)境下，擴(kuò)大內(nèi)需才是保證我國GDP持續(xù)增長的真正出路。近年來，雖然我國的消費(fèi)率有了大幅度的提升，但是與國外相比，我國消費(fèi)率整體偏低，擴(kuò)大內(nèi)需仍然是我國急需解決的問題。縱觀近幾年的消費(fèi)情況可知，2000—2003年消費(fèi)大幅提升，而2004—2008年期間消費(fèi)處于低迷階段，尤其是2007年增長達(dá)到近十五年來最低水平，2008年之后消費(fèi)保持穩(wěn)中有升。消費(fèi)與宏觀經(jīng)濟(jì)因素有一定的關(guān)系，那么影響消費(fèi)的因素有哪些呢？總體來看，主要有以下幾個方面：一是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)狀況。一般來說，在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行良好的條件下，消費(fèi)會呈現(xiàn)不斷攀升的趨勢，在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行惡化的背景下，消費(fèi)往往會呈現(xiàn)出下滑的態(tài)勢。二是資金供求狀況。當(dāng)一定時期市場資金比較充裕時，購買力比較旺盛，會推動消費(fèi)的上升；否則，會促使消費(fèi)下降。三是利率水平的變化。利率上升的收入效應(yīng)是正的，替代效應(yīng)是負(fù)的。因此，利率對消費(fèi)的影響總的來說是不確定的。四是市場供給情況。當(dāng)消費(fèi)者的基本需求得到滿足后，消費(fèi)者的消費(fèi)需求更趨于精神需求，這很大程度上取決于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。五是物價指數(shù)。物價指數(shù)對消費(fèi)的影響是復(fù)雜的，一方面，消費(fèi)率刺激消費(fèi)；另一方面，過高的物價抑制消費(fèi)。六是消費(fèi)者自身的影響因素。比如，消費(fèi)者的自身財富、消費(fèi)觀念、消費(fèi)預(yù)期等。七是突發(fā)事件。消費(fèi)的波動，不僅受經(jīng)濟(jì)因素的分析，而且受突發(fā)事件，諸如戰(zhàn)爭、金融危機(jī)、能源危機(jī)等因素的影響。除此之外，還有很多因素消費(fèi)，如國內(nèi)貿(mào)易收支、存款準(zhǔn)備金率、失業(yè)率等。

盡管有許多因素影響著消費(fèi)率，但影響的程度并不同。由于現(xiàn)實(shí)生活中存在許多無法量化的其他因素，故選取了幾個較為重要的變量來進(jìn)行分析。

一、數(shù)據(jù)來源及變量介紹

自變量為貨幣M0（億元），即流通中的貨幣；第三產(chǎn)業(yè)增加值（億元），即衡量三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元），即衡量社會財富狀況；CPI（%），即用來衡量價格水平；活期存款利率（同年中位數(shù)），即金融機(jī)構(gòu)人民幣存款基準(zhǔn)利率；因變量為社會消費(fèi)品零售總額。以上變量均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和中國人民銀行官網(wǎng)，截取的數(shù)據(jù)為2000—2015年的年度數(shù)據(jù)。

二、消費(fèi)率影響因素的多元回歸分析

（一）簡單相關(guān)系數(shù)

計算簡單相關(guān)系數(shù)，檢驗我們所選取的自變量和因變量之間是否存在。

最終的相關(guān)系數(shù)計算結(jié)果（見下頁表1），可以看出，因變量社會消費(fèi)品零售總額和M0，第三產(chǎn)業(yè)增加值，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值呈較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。社會消費(fèi)品零售總額和活期存款利率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而社會消費(fèi)品零售總額和CPI的相關(guān)性僅有0.091，因此剔除CPI這個自變量。也就是說，近年來中國的CPI的變動對消費(fèi)的正負(fù)效應(yīng)相抵，從而對消費(fèi)沒有明顯的影響。

（二）建立多元回歸模型

基于以上相關(guān)系數(shù)和散點(diǎn)圖的結(jié)果，可以初步建立多元回歸模型。由于M0、第三產(chǎn)業(yè)增加值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和社會消費(fèi)品零售總額呈線性關(guān)系且數(shù)據(jù)量級比較大，可以先取對數(shù)，其中利率與社會消費(fèi)品呈指數(shù)型負(fù)相關(guān)，故不取對數(shù)而取相反數(shù)。

最終的回歸輸出結(jié)果（如下頁表2所示），該回歸模型的擬合度R Square為0.9981，調(diào)整后的擬合度為0.9975，擬合度較高?！胺讲罘治觥辈糠诛@示，回歸方程的F檢驗統(tǒng)計量為1 513.471，F(xiàn)的顯著性系數(shù)5.42E-15，小于顯著性水平0.05，因此回歸方程通過顯著性檢驗。而在自變量的顯著性檢驗中，第三產(chǎn)業(yè)增加值和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值都通過參數(shù)T檢驗。但M0和活期存款不顯著影響，故剔除。

表1 相關(guān)系數(shù)計算結(jié)果

表2 匯總輸出結(jié)果

表3 剔除部分自變量后的回歸結(jié)果

從表3的輸出結(jié)果可以看出，此時回歸方程的擬合度略有下降。“方差分析”部分顯示模型通過顯著性檢驗，但選入的2個自變量其中第三產(chǎn)業(yè)增加值通過了顯著性檢驗，而人均國內(nèi)生產(chǎn)總值沒有通過顯著性檢驗。

回歸模型和回歸系數(shù)通過顯著性檢驗后，還需對模型做殘差檢驗。

從下頁表4可以看出，該多元回歸模型的殘差基本呈無序零散狀態(tài)，且具體的回歸殘差值基本處于0.01～0.07之間，可以判定該回歸模型通過殘差檢驗，模型參數(shù)估計有效。

三、結(jié)果分析

從模型的結(jié)果來看，CPI因素在相關(guān)性分析時被剔除，說明2000年以來，消費(fèi)者比較適應(yīng)物價水平的變化，表明政府實(shí)行穩(wěn)中帶升的通貨膨脹率對刺激消費(fèi)并沒有非常有效。之后在第一次回歸分析中剔除M0和利率水平。通過簡單的散點(diǎn)圖可知，近年來貨幣供應(yīng)量僅有較為緩慢的增加趨勢；而中國目前的利率水平處于歷史低位。這些均沒有有效促進(jìn)消費(fèi)的增長，說明中國有陷入流動性陷阱的危險。在第二次的回歸中發(fā)現(xiàn)，人均GDP對消費(fèi)的影響并不顯著，表明社會物質(zhì)財富達(dá)到一定程度，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對消費(fèi)的拉動不再特別顯著。最終我們會發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)增加值對消費(fèi)具有顯著性影響。

總而言之，近年來，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是消費(fèi)的顯著影響因素。當(dāng)前，中國正在經(jīng)歷消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的過程，居民對服務(wù)型消費(fèi)的需求在不斷上升，旅游消費(fèi)等增長明顯。所以，政府應(yīng)該大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，鼓勵新型消費(fèi)增長點(diǎn)的發(fā)展。進(jìn)而，以第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動消費(fèi)，同時以消費(fèi)促發(fā)展，使整個社會進(jìn)入良性循環(huán)當(dāng)中。

表4 回歸殘差值