安 娜 劉秀梅
(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 內(nèi)蒙古呼和浩特 010010)
消費(fèi)增長(zhǎng)在推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的進(jìn)程中扮演著重要角色。蒲元林等(2018)利用SPSS軟件研究四川省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要影響因素;沈之翔(2018)利用Pearson相關(guān)性分析了浙江省城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響因素;李洋等(2014)通過(guò)構(gòu)建計(jì)量回歸模型并不斷檢驗(yàn)修正分析了影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主導(dǎo)因素;李宜謙(2020)則通過(guò)對(duì)回歸模型的不斷改進(jìn)構(gòu)建了河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出影響因素的回歸模型;馬文慧(2014)通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)和計(jì)量模型檢驗(yàn)構(gòu)建了影響安徽省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的回歸方程。
基于此,本文構(gòu)建回歸模型,對(duì)影響山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要因素進(jìn)行分析,并提出相關(guān)建議。
本文選取了1981—2018年山東省的人均GDP(元)、城鎮(zhèn)居民家庭人均收入(元)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出(元)、居民最終消費(fèi)支出(億元)以及居民消費(fèi)水平(元)六個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為解釋變量,山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平作為被解釋變量,通過(guò)Eviews計(jì)量軟件,采用最小二乘法模型研究影響山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要因素。
首先利用最小二乘法構(gòu)建回歸方程:
其中,Y代表山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平,X1-X6依次代表山東省的人均GDP、城鎮(zhèn)居民家庭人均收入、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出、居民最終消費(fèi)支出以及居民消費(fèi)水平。
由于經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間相關(guān)性較強(qiáng),上述回歸方程的變量間可能存在多重共線性,因此需要在多重共線性檢驗(yàn)和修正的基礎(chǔ)上確定山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與解釋變量間的關(guān)系。其次,由于1991年前后我國(guó)實(shí)行的分別是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì),因此經(jīng)濟(jì)體制的變化也可能成為影響山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的因素。對(duì)此本文設(shè)置了一個(gè)虛擬變量D,用來(lái)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)體制變化對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響,以判斷虛擬變量引入計(jì)量回歸模型的合理性:
處于1981—1991年時(shí),D取0;處于1992—2018年時(shí),D取1。將虛擬變量加入到被解釋變量中,再采用最小二乘法建立計(jì)量回歸方程,然后對(duì)計(jì)量回歸模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)、統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)以及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)判斷模型的合適度。
利用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。通過(guò)Eviews軟件,導(dǎo)入1981—2018年與山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平相關(guān)的X1-X6六個(gè)解釋變量的樣本數(shù)據(jù),得到表1的回歸結(jié)果。由表1可知,回歸后的決定系數(shù)R2=0.999765,調(diào)整后的決定系數(shù),說(shuō)明模型的擬合程度很好,同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量的值為21295.18,遠(yuǎn)大于F統(tǒng)計(jì)量的臨界值,說(shuō)明模型的擬合程度很好。在顯著性水平α=0.05下,所有解釋變量的P值均小于顯著性水平0.05,即認(rèn)為參數(shù)估計(jì)是顯著的。但是X3山東省的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、X5居民最終消費(fèi)支出的符號(hào)是負(fù)的,與經(jīng)濟(jì)理論方向相反,說(shuō)明解釋變量間可能存在多重共線性。
表1 原始數(shù)據(jù)最小二乘法回歸結(jié)果
利用輔助回歸模型檢驗(yàn)多重共線性。構(gòu)建每個(gè)解釋變量與剩余五個(gè)解釋變量的線性回歸方程來(lái)檢驗(yàn)線性關(guān)系是否顯著。輔助回歸模型中 R2均高達(dá)99.9%,其中X6居民消費(fèi)水平對(duì)其余解釋變量做的輔助回歸模型中的 R2最大,R2的值為0.999979,接近1,對(duì)應(yīng)的F 統(tǒng)計(jì)量顯著地大于臨界值,說(shuō)明解釋變量X1-X6之間存在嚴(yán)重的多重共線性。即山東省人均GDP、城鎮(zhèn)居民家庭人均收入、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出、居民最終消費(fèi)支出和居民消費(fèi)水平之間存在較為嚴(yán)重的多重共線性。
利用逐步回歸法消除多重共線性。通過(guò)有進(jìn)有出的逐步回歸法消除變量間的多重共線性,剔除了三個(gè)解釋變量,留下了人均GDP、居民最終消費(fèi)支出和居民消費(fèi)水平。同時(shí),由于居民最終消費(fèi)支出的參數(shù)估計(jì)值為<0,與預(yù)期的經(jīng)濟(jì)理論意義方向相反,所以予以剔除。
對(duì)剔除后剩余的兩個(gè)解釋變量再次進(jìn)行最小二乘法回歸。由表2知X1和 X6的參數(shù)估計(jì)值均為正數(shù),與預(yù)期的經(jīng)濟(jì)理論方向相同,且在顯著性水平α=0.05的情況下的雙側(cè)概率均為零,均小于顯著性水平α=0.05,說(shuō)明變量顯著。而且由F統(tǒng)計(jì)量的概率為零,也小于顯著性水平α=0.05,說(shuō)明模型顯著,即認(rèn)為最后剩下的變量X1山東省的人均GDP和X6居民消費(fèi)水平這兩個(gè)解釋變量對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響是合理的。
表2 剔除變量后最小二乘法回歸結(jié)果
引入虛擬變量。引入虛擬變量后決定系數(shù)為0.999382,說(shuō)明山東省的人均GDP、居民消費(fèi)水平對(duì)山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的解釋能力高達(dá)99.99%,表明回歸方程的擬合優(yōu)度非常高。但是,在5%的顯著性水平下,F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值明顯減小,表明不引入虛擬變量的參數(shù)模型更合適,并且加法形式的虛擬變量的P 值=0.2970>α=0.05 ,乘法形式的虛擬變量的P值分別為0.9295和0.8727,明顯大于顯著性水平0.05,表明引入的虛擬變量不顯著。因此,經(jīng)濟(jì)體制變化對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響作用不明顯。
最后,構(gòu)建出山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的多元回歸方程:
經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。從模型的經(jīng)濟(jì)理論方向分析,山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與人均GDP和居民消費(fèi)水平同方向變動(dòng);從模型的經(jīng)濟(jì)估計(jì)方向分析,由表2知該模型的回歸系數(shù)估計(jì)值說(shuō)明山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與人均GDP和居民消費(fèi)水平呈正相關(guān)線性關(guān)系,經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)。
統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。根據(jù)表2,調(diào)整前后的決定系數(shù)均大于0.999,說(shuō)明人均GDP和居民消費(fèi)水平對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的解釋能力高達(dá)99.9%,即該回歸方程的擬合優(yōu)度相當(dāng)好。X1和X6的t統(tǒng)計(jì)量的P值<α=0.05 ,說(shuō)明山東省的人均GDP、居民消費(fèi)水平對(duì)山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響是顯著的。
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。自相關(guān)性檢驗(yàn),將滯后期設(shè)定為1期,進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn),在顯著性水平0.05下,LM(1)=nR2=24.42658χ20.05(1) =3.84146,χ統(tǒng)計(jì)量概率值為零,明顯小于顯著性水平0.05,表明公式(3)存在一階自相關(guān)性。將滯后期設(shè)定為2期,再進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn),在顯著性水平α=0.05 =0.05下,e-t 的回歸系數(shù)的 P值=0 α=0.05,說(shuō)明該模型存在一階自相關(guān)性,et-2的回歸系數(shù)的P 值=0.9596 α=0.05,說(shuō)明該公式(3)不存在二階自相關(guān)性。綜上所述,可以判斷出設(shè)定的原模型即公式(3)存在一階自相關(guān)性。
消除自相關(guān)性,用迭代估計(jì)法進(jìn)行廣義差分變換消除自相關(guān)性。由表3的結(jié)果可知,通過(guò)迭代后ρ1的估計(jì)值為0.867622,在95%的顯著性水平下,t統(tǒng)計(jì)量的P值=0<α=0.05 ,說(shuō)明原模型即公式(3)存在一階自相關(guān)性。調(diào)整后模型的DW =1.846052,k=2,n=37,由DW檢驗(yàn)得到的臨界值可知,通過(guò)查表的dL=1.36,dU=1.59,dU=1.59≤DW=1.846052≤4-dU=2.41 ,說(shuō)明對(duì)原模型進(jìn)行修正后已消除了自相關(guān)性的影響。
表3 廣義差分法的結(jié)果
最后,構(gòu)建消除自相關(guān)性后的山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的最優(yōu)回歸方程:
與未消除自相關(guān)性的最小二乘法估計(jì)的公式(3)相比,最小二乘法估計(jì)的常數(shù)項(xiàng)偏低,X1的待估系數(shù)估計(jì)偏高,X6的待估系數(shù)估計(jì)偏低,而且最小二乘法估計(jì)低估了回歸模型的標(biāo)準(zhǔn)誤差。
樣本點(diǎn)預(yù)測(cè)驗(yàn)證最優(yōu)回歸模型的準(zhǔn)確性。根據(jù)《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒,查到2018年山東省人均GDP和居民消費(fèi)水平的原始數(shù)據(jù),利用Eviews軟件對(duì)2018年山東省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平進(jìn)行預(yù)測(cè),得到2018年山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的預(yù)測(cè)值為36787.76元,與實(shí)際值相比能夠看出預(yù)測(cè)值與實(shí)際值誤差不大,說(shuō)明山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的最優(yōu)回歸方程精度較高,符合實(shí)際。
由設(shè)定并檢驗(yàn)和修正的山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型即公式(4)能夠看出,人均GDP和居民消費(fèi)水平是影響山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要因素。人均GDP和居民消費(fèi)水平每變動(dòng)一個(gè)單位,對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響分別是0.23568和0.608223。相比之下,居民消費(fèi)水平對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響作用更大,幾乎是人均GDP對(duì)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平作用的3倍。雖然山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型經(jīng)驗(yàn)證合理,但本文僅選取了六個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo),山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平還可能受到人口結(jié)構(gòu)、進(jìn)出口總額等未考慮的其他因素的影響,因此本文構(gòu)建的山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量模型有待進(jìn)一步更新和完善。
城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平在帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的進(jìn)程中一直扮演著重要的角色。因此,山東省人民政府可通過(guò)政府和市場(chǎng)雙重調(diào)控,抑制物價(jià)過(guò)度增長(zhǎng),刺激居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)。同時(shí),要完善和發(fā)展社會(huì)性消費(fèi)領(lǐng)域,擴(kuò)大居民的財(cái)產(chǎn)性收入來(lái)源,優(yōu)化城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障體系,提升社會(huì)公共服務(wù)水平。此外,由于受傳統(tǒng)觀念的影響,山東省居民更偏向于儲(chǔ)蓄而不是消費(fèi),因此要積極鼓勵(lì)和引導(dǎo)不同收入群體進(jìn)行合理的消費(fèi)支出,這有利于帶動(dòng)山東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的提升,進(jìn)而以城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)增長(zhǎng)帶動(dòng)山東省經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)步發(fā)展。