丁 莉

(北京工商大學(xué) 北京 100048)

一、文獻(xiàn)綜述

對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究表明，以往對(duì)居民消費(fèi)水平影響因素的分析主要集中在收入、GDP、住房、社會(huì)福利保障等方面，二對(duì)于恩格爾系數(shù)影響的分析并不是太多。尹宗成等基于31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)采用隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和混合模型，得出居民可支配收入對(duì)其消費(fèi)具有很大影響，但在不同收入地區(qū)影響程度也存在差異；黎泉等利用固定效應(yīng)模型對(duì)2005-2015年我國(guó)大中城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明住房?jī)r(jià)格上漲會(huì)顯著地抑制居民消費(fèi)；曾鵬、蔡悅靈以2007年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，對(duì)1996—2007年和2007—2015年分別進(jìn)行回歸，得出公共支出先主提升了居民消費(fèi)水平；周少甫、徐衛(wèi)超基于RCK模型理論，分析得出收入初次分配中的勞動(dòng)者報(bào)酬占比、收入再分配中的財(cái)政支出比例均對(duì)消費(fèi)率具有顯著的提升作用；田青等利用1999～2006年30個(gè)地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)分析得到影響消費(fèi)的主要因素是消費(fèi)習(xí)慣、收入，購(gòu)房支出的對(duì)居民消費(fèi)水平影響程度不大。綜合考慮樣本數(shù)據(jù)的可收集性和我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際狀況，本文決定選擇以下幾種因素來(lái)研究我國(guó)居民的消費(fèi)水平：居民人均可支配收入、CPI、城市和農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、社會(huì)福利保障、住房?jī)r(jià)格。本文將借用stata分析軟件，運(yùn)用回歸分析方法，對(duì)影響我國(guó)居民消費(fèi)水平的各種因素進(jìn)行實(shí)證分析，試圖找到它們之間的聯(lián)系。

二、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(一)指標(biāo)與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取了1998年～2017年20年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，所使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)居民消費(fèi)影響因素的相關(guān)理論和實(shí)證研究文獻(xiàn)，本文選擇了居民消費(fèi)水平(c)為因變量，cpi(以1998年=100為準(zhǔn))、農(nóng)村(negr)和城鎮(zhèn)(cegr)恩格爾系數(shù)、居民人均可支配收入(ave)、住房?jī)r(jià)格(p)及社會(huì)福利支出(g)為解釋變量，研究各種因素對(duì)居民消費(fèi)的影響。以1998年的數(shù)據(jù)為起點(diǎn)，為減少時(shí)間序列數(shù)據(jù)的波動(dòng)，對(duì)以上部分指標(biāo)的數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整分別取對(duì)數(shù)記為：lnc、cegr、negr、cpi、lnave、lnp、lng。然后對(duì)處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并利用協(xié)整模型和誤差修正模型來(lái)考察變量之間的長(zhǎng)期均衡以及短期波動(dòng)。

(二)單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF方法檢驗(yàn)時(shí)間序列是否存在單位根，結(jié)果表明lnc、cegr、negr、cpi、lnave、lnp、lng均是不平穩(wěn)的，且lnc、lnave的二階差分是平穩(wěn)的，cegr、negr、cpi、lnp、lng的一階差分不存在單位根。其檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

如果以d2.lnc為因變量，d.cegr、d.negr、d.cpi、d2.lnave、d.lnp、d.lng為自變量進(jìn)行回歸分析，可以得到回歸方程為：

d2.lnc=0.0098×d.cpi+0.0012×d.cegr-0.0041×d.negr+0.4572×d2.lnave+0.22×d.lnp+0.3586×d.lng-0.0282

(1)

雖然排除了模型出現(xiàn)偽回歸的情況，且模型的F統(tǒng)計(jì)量的p值為0.0057，說(shuō)明模型整體上是顯著的，但模型的可決系數(shù)R2為0.7626，修正的可決系數(shù)為0.6331，說(shuō)模型的解釋力度很弱。并且所有變量的系數(shù)都是不顯著的，城市恩格爾系數(shù)對(duì)居民消費(fèi)有正的促進(jìn)作用，顯然不符合假設(shè)。所以為了更好的得到變量之間的關(guān)系，可以考慮用協(xié)整分析。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

在以上各變量的ADF檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)水平對(duì)數(shù)的二階差分和居民人均可支配收入對(duì)數(shù)的二階差分是平穩(wěn)的，說(shuō)明兩者二階單整。而消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村與城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)以及住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)和社會(huì)福利支出對(duì)是一階單整的。以以d.lnc為因變量，cegr、negr、cpi、d.lnave、lnp、lng為自變量進(jìn)行回歸分析，可以得到以下回歸模型：

d.lnc=0.0082×cpi+0.0032×cegr-0.0043×negr+0.6718×d.lnave+0.1526×lnp-0.0967×lng-1.1588

(2)

且模型的F統(tǒng)計(jì)量的p值為0.0002，說(shuō)明模型整體上是顯著的，模型的可決系數(shù)R2為0.8617，修正的可決系數(shù)為0.7926，說(shuō)明模型的解釋力度基本可以。但是cegr和negr的系數(shù)都是不顯著的，城市恩格爾系數(shù)對(duì)居民消費(fèi)有正的促進(jìn)作用，社會(huì)福利支出的系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，不符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義。

對(duì)以上回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到變量之間是存在協(xié)整關(guān)系的，即變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且長(zhǎng)期均衡關(guān)系是非常顯著的。以d.lny為因變量，可以構(gòu)建如下模型：

d2.lny=a×d.cpi+b×d.cege+c×d.negr+d×d2.lnave+e×d.lnp+f×d.lng+m×ecmt-1+△

(3)

ecmt-1為誤差修正項(xiàng)，△為誤差擾動(dòng)項(xiàng)，ecm為誤差修正模型可表示為d.lny=a×cpi+b×cege+c×negr+d×d.lnave+e×lnp+f×lng+m×ecmt

(4)

以上的EG-ADF檢驗(yàn)部分得到的ecm模型可以表示為(2)式，反映的是變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。誤差修正項(xiàng)為-1.1588，而且系數(shù)t檢驗(yàn)的p值為0.022,這充分表明解釋變量的增加導(dǎo)致居民消費(fèi)支出的短期變動(dòng)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度較大,而且居民消費(fèi)支出和解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力較強(qiáng)。以上回歸中得出了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，下面我們來(lái)考察一下變量間的短期關(guān)系，根據(jù)圖3的回歸結(jié)果可得回歸方程：

d2.lnc=0.0085×d.cpi+0.0068×d.cegr-0.0113×d.negr+0.8680×d2.lnave+0.1489×d.lnp-0.0843×d.lng-1.3337×l1.e-0.0068

(5)

由圖3的回歸結(jié)果可知該模型整體上是非常顯著的，且擬合優(yōu)度及修正的擬合優(yōu)度非常高，解釋能力比較強(qiáng)，但d.cegr、d.lng的t檢驗(yàn)不顯著，且其系數(shù)不符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的假設(shè)，則可能是由于存在多重共線性的原因，但由此可看出變量間的短期關(guān)系是非常顯著的。

(四)多重共線性分析

由于在協(xié)整檢驗(yàn)中個(gè)別變量的t檢驗(yàn)非常不顯著，這有可能存在多重共線性，用方差膨脹因子判別法對(duì)之前參與回歸的原數(shù)據(jù)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到vif=82.21,存在多重共線性。本文采用因子分析法來(lái)消除多重共線性，得到的回歸方程為：

lnc=0.0650×cpi-0.1209×cegr-0.1307×negr+0.1305×lnave+0.1294×lnp+0.1319×lng+9.0173

(6)

以上為利用因子分析法消除多重共線性所得到的回歸方程，系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)假設(shè)。

三、結(jié)論與建議

本文選取的數(shù)據(jù)是從1998年到2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此首先要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)一系列的處理之后，數(shù)據(jù)符合了平穩(wěn)性的要求。之后對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以看出變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，模型整體比較顯著，且解釋能力比較強(qiáng)。再之后對(duì)模型的變量之間的短期關(guān)系進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)變量之間的短期關(guān)系非常顯著。但是在以上模型中，模型整體性都比較顯著，但個(gè)別變量的t檢驗(yàn)并不顯著，所以在本文中考慮多重共線性的存在，并用方差膨脹因子判別法來(lái)檢驗(yàn)多重共線性，發(fā)現(xiàn)模型存在嚴(yán)重的多重共線性，并通過(guò)因子分析法消除多重共線性，得到(6)式中的回歸模型，由回歸方程可知，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)cpi與居民消費(fèi)水平成正相關(guān)的關(guān)系，但程度并不是很大；農(nóng)村與城市恩格爾系數(shù)越小，表明居民越富裕，消費(fèi)水平越高，所以恩格爾系數(shù)與居民消費(fèi)水平是負(fù)相關(guān)的關(guān)系；居民人均可支配收入越高，居民消費(fèi)水平也會(huì)增加，且增加的幅度很大；住房?jī)r(jià)格與政府支出越大，居民的消費(fèi)水平也會(huì)有大幅度的增加，這是因?yàn)槲覈?guó)近年來(lái)住房?jī)r(jià)格大幅度提升，人們購(gòu)買(mǎi)房屋需要更多的貨幣，從而導(dǎo)致了消費(fèi)的大幅度上升，兒政府社會(huì)福利支出的增加，會(huì)使人們消除未來(lái)的更多不確定性，也會(huì)增加當(dāng)前的消費(fèi)。

由以上，我們可以知道，增加居民可支配收入與社會(huì)福利支出將會(huì)大大增加居民消費(fèi)水平，住房?jī)r(jià)格雖然也會(huì)增加消費(fèi)者的消費(fèi)，但其上升的幅度要適中，不能連續(xù)不斷的增加，否則會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的后果。