薛松 周京 張慶凱 李旭 孟雨薇

摘要： 2019年政府工作報(bào)告指出“要堅(jiān)定不移地把擴(kuò)大內(nèi)需作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期戰(zhàn)略方針。擴(kuò)大內(nèi)需的難點(diǎn)和重點(diǎn)在消費(fèi)，潛力也在消費(fèi)?！痹诖谁h(huán)境下，擴(kuò)大我國內(nèi)需、刺激國內(nèi)消費(fèi)變得尤為重要。針對其中受到關(guān)注的社會消費(fèi)品零售總額，本文搜集了我國1995-2017年的社會消費(fèi)品相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用E-Views10.0軟件進(jìn)行定量分析，將六個(gè)影響因素設(shè)置為解釋變量，將“社會消費(fèi)品零售總額”設(shè)置為被解釋變量，利用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、序列相關(guān)性檢驗(yàn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況和模型結(jié)果，分析并研究影響我國社會消費(fèi)品的零售總額主要因素并提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞： 社會消費(fèi)品? 影響因素? 建議

一、引言

從2018年新一輪的中美貿(mào)易摩擦到2019年中美第一階段經(jīng)貿(mào)協(xié)議文本達(dá)成一致，這一過程對中美貿(mào)易關(guān)系的發(fā)展帶來較大的消極影響，我國出口貿(mào)易受阻，部分企業(yè)出口業(yè)務(wù)停滯。在此國際大環(huán)境下，擴(kuò)大我國內(nèi)需、刺激國內(nèi)消費(fèi)變得尤為重要。接下來，如何拉動消費(fèi)成為主要的問題。其中，影響社會消費(fèi)品零售總額的因素吸引了我們的注意力。社會消費(fèi)品零售總額是表現(xiàn)國內(nèi)消費(fèi)需求最直接的數(shù)據(jù)。由此可知，分析并研究影響社會消費(fèi)品零售總額顯著因素具有一定必要性，通過調(diào)節(jié)顯著因素，才能更好影響社會消費(fèi)品零售總額，進(jìn)而拉動消費(fèi)。

二、變量的選取

通過文獻(xiàn)閱讀，并與實(shí)際相聯(lián)系，對社會消費(fèi)品零售總額有影響的因素主要有：農(nóng)村家庭居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)家庭居民可支配收入、全國財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)、年末人口數(shù)、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)這6個(gè)因素。將“社會消費(fèi)品零售總額“設(shè)置為被解釋變量Y，把6個(gè)因素分別設(shè)置為解釋變量X1、X2、X3、X4、X5、X6。開始建立被解釋變量與各解釋變量的散點(diǎn)圖，發(fā)現(xiàn)是非線性，依據(jù)散點(diǎn)圖信息，建立雙對數(shù)模型。其中被解釋變量為lnY，解釋變量為lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6。并且，本文還將使用到數(shù)據(jù)一階差分，分別為dlnX1、dlnX2、dlnX3、dlnX4、dlnX5、dlnX6、dln，數(shù)據(jù)二階差分，分別為ddlnX1、ddlnX2、ddlnX3、ddlnX4、ddlnX5、ddlnX6、ddlnY。

三、單位根檢驗(yàn)

為了防止“偽回歸”情況發(fā)生，需要對此序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，致力找到變量之間真實(shí)關(guān)聯(lián)。本文采用ADF檢驗(yàn)對變量lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6和lnY以及他們的一階、二階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1，結(jié)果顯示，非平穩(wěn)序列l(wèi)nX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6和lnY為二階單整序列，此序列是平穩(wěn)的

四、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

此情況為二階單整，首先將lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6和lnY生成殘差序列，然后對此殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其t的統(tǒng)計(jì)值為-4.484835，小于在10%顯著水平下協(xié)整檢驗(yàn)ADF臨界值-4.42，因此lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6和lnY變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

五、模型的估計(jì)、檢驗(yàn)及調(diào)整

（一）最小二乘估計(jì)

運(yùn)用Eviews10.0軟件對模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)法得到以下方程：

（二）檢驗(yàn)與調(diào)整

1.統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果看，R2=0.999887，回歸模型的擬合很好，從F值可以看出，在0.05顯著性水平下，該方程通過檢驗(yàn)，即變量之間存在線性關(guān)系。從t值可以看出，可知lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的Prob大于0.05，未通過檢驗(yàn)，但不排除變量之間存在多重共線可能，所以不能得出確切結(jié)論，由此需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

首先，運(yùn)用Eviews使lnY分別對lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6進(jìn)行一元回歸，其中在lnY對lnX2的一元回歸中相較于其他的R2來說最大，值為0.997937，所以在解釋變量lnX2的基礎(chǔ)上，順次加入解釋變量lnX1、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6進(jìn)行逐步回歸。當(dāng)加入變量lnX1時(shí)，R2擬合優(yōu)度最高，調(diào)整為0.999549，且lnX2和lnX1的檢驗(yàn)顯著，選擇保留lnX1，進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。當(dāng)加入lnX3后方程擬合度提高，調(diào)整為0.999771，且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，選擇保留lnX3，進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。當(dāng)加入lnX4時(shí)，調(diào)整的R2變大，且其參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，但卻導(dǎo)致原保留lnX2不顯著，表明lnX4引起多重共線，所以剔除變量lnX4，進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。當(dāng)加入lnX5時(shí)，調(diào)整的R2增大，且其參數(shù)t統(tǒng)計(jì)值不在-t2a/2

因此，回歸結(jié)果為：

2.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。C為正值，表明在其余變量為零的情況下，C為正值，符合存在對生活必需品的消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)理論原理，在其余變量為零的情況下，C值應(yīng)為正值，故C通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn);lnX1相關(guān)系數(shù)為正值且在0～1之間，表明農(nóng)村家庭居民人均可支配收入與社會消費(fèi)品零售總額存在一定程度正相關(guān)關(guān)系，由上述經(jīng)濟(jì)理論可知農(nóng)村家庭居民人均可支配收入是影響消費(fèi)的部分群體，進(jìn)而對社會消費(fèi)品零售總額產(chǎn)生一定正向影響，其理論值應(yīng)在0～1之間，故lnX1通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn);lnX2為正且在0～1之間， 表明城鎮(zhèn)家庭居民人均可支配收入與社會消費(fèi)品零售總額存在一定程度正相關(guān)關(guān)系，由上述經(jīng)濟(jì)理論可知，城鎮(zhèn)家庭居民人均可支配收入影響消費(fèi)，進(jìn)而對社會消費(fèi)品零售總額產(chǎn)生一定正向影響，其理論值應(yīng)在0～1之間，故lnX2通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn);lnX3相關(guān)系數(shù)為正值且在0～1之間，表明全國財(cái)政支出與社會消費(fèi)品零售總額存在一定程度正相關(guān)關(guān)系，結(jié)合上面經(jīng)濟(jì)理論表明全國消費(fèi)支出影響消費(fèi)需求，進(jìn)而對社會消費(fèi)品零售總額產(chǎn)生一定正向影響，其理論值應(yīng)在0～1之間，故lnX3通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn);lnX5相關(guān)系數(shù)為負(fù)值，但從經(jīng)濟(jì)意義上來說，人口數(shù)量越多，社會消費(fèi)品零售總額越高，因此lnX5應(yīng)該是正值，故lnX5沒有通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，將變量lnX5剔除。

3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。

序列相關(guān)性檢驗(yàn)與處理。通過偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)該模型是否存在一階自相關(guān)以及高階自相關(guān)。運(yùn)用Eviews軟件10.0可以得出，第一期對應(yīng)的Prob值為0.017，小于0.05，這表明存在一階自相關(guān)，且后面各期對應(yīng)的Prob值大部分小于0.05，這表明同時(shí)存在高階自相關(guān)，還需進(jìn)一步修正。運(yùn)用選代估計(jì)法進(jìn)行修正，由修正后的數(shù)據(jù)可得，DW值為2.089364，而dL=1.08，dU=1.66，由dU≤DW≤4-dU可知，修正后的結(jié)果已經(jīng)不存在一階自相關(guān)。最后再運(yùn)用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)修正后數(shù)據(jù)Prob值均大于0.05，即不存在高階自相關(guān)。

因此，修正后的回歸結(jié)果為：

綜合以上檢驗(yàn)，最終保留lnX2、lnX1、lnX3，構(gòu)建如下回歸方程：

六、政策建議

通過以上分析，本文提出以下幾點(diǎn)建議：

不斷增加農(nóng)村家庭居民人均可支配收入。農(nóng)村家庭居民人均可支配收入增大可使社會消費(fèi)總額增加，進(jìn)而擴(kuò)大內(nèi)需，拉動消費(fèi)，同時(shí)有助于減小當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距，實(shí)現(xiàn)社會公平。

促使城鎮(zhèn)家庭居民人均可支配收入得到穩(wěn)定增長。城鎮(zhèn)家庭居民可支配收入占主要地位，通過提高收入，增強(qiáng)購買力意愿，從而擴(kuò)大消費(fèi)，促使社會消費(fèi)品零售總額逐步提高，進(jìn)而保持國內(nèi)消費(fèi)市場的活力。

在一定程度上加大全國財(cái)政支出力度。財(cái)政支出方式主要包含兩個(gè)方面：一是政府購買，通過社會消費(fèi)品零售渠道，滿足更多消費(fèi)需求;二是政府轉(zhuǎn)移支付，政府轉(zhuǎn)移支付將轉(zhuǎn)化成居民可支配收入，居民可支配收入對其間接產(chǎn)生影響。因此，合理地加大全國財(cái)政支出不僅有助于促進(jìn)社會消費(fèi)品零售總額的逐步提高，同時(shí)對改善民生具有重要作用。

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作者單位：河北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院