張鐘妮，伍震寰

（貴州財經(jīng)大學(xué)，貴陽 550025）

0 引言

隨著國家不斷發(fā)展和強(qiáng)大，我國經(jīng)濟(jì)取得了長足的發(fā)展，各個產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，人們的消費(fèi)水平和消費(fèi)觀也在不斷發(fā)生變化。所以針對消費(fèi)水平進(jìn)行分析，找出影響消費(fèi)水平的因素，對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于我國居民消費(fèi)水平的相關(guān)問題，國內(nèi)學(xué)者針對不同方面進(jìn)行了大量研究。李云婧、楊春梅（2016）研究發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，而居民消費(fèi)水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響作用又是有限的。曾炬（2020）建立VAR 模型表明居民消費(fèi)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著密切的聯(lián)系［1］。牛景旭（2020）分析表明人均可支配收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平三個變量間存在長期協(xié)整關(guān)系［2］。彭思維（2021）研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距大、收入分配不合理抑制了消費(fèi)水平的提升［3］。陳江磊（2020）通過單位根檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等方式分析陜西省相關(guān)數(shù)據(jù)，認(rèn)為陜西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出對可支配收入有著正向影響［4］。

2 變量選取及檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，對1952－2019 年總共68 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。其中C 表示全體居民消費(fèi)水平；T 表示總?cè)丝冢籉 表示國家財政收入。

對變量進(jìn)行對數(shù)化處理，它們?nèi)?shù)之后的變量分別記為：LN（C）、LN（T）和LN（F）。本文采用的計量分析軟件為Eviews。

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免產(chǎn)生偽回歸的問題，需要使用ADF 檢驗(yàn)對原數(shù)據(jù)C、T、F 進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)若發(fā)現(xiàn)C、T、F 這三個時間序列都是非平穩(wěn)的，并且序列存在指數(shù)增長趨勢，就采用取對數(shù)法，對LN（C）、LN（T）和LN（F）進(jìn)行一階差分后，對應(yīng)的△LN（C）、△LN（T）和△LN（F）是平穩(wěn)的。

2.3 協(xié)整性檢驗(yàn)

對于兩個和兩個以上的非平穩(wěn)同階單整時間序列時，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型之間是否存在協(xié)整關(guān)系，以此判斷它們是否存在長期均衡關(guān)系。因此運(yùn)用Johansen 檢驗(yàn)法對模型中的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由表1 可知，軌跡檢驗(yàn)統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量的檢驗(yàn)結(jié)果均在5%的顯著性水平之下，拒絕協(xié)整方程中不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。所以LN（C）、LN（T）和LN（F）這三個時間序列變量間存在一個協(xié)整關(guān)系。

表1 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

3 實(shí)證分析

3.1 VAR 模型的建立

基于信息準(zhǔn)則，確定LN（C）、LN（T）以及LN（F）三個變量的VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2 階，建立VAR（2）模型。在5%的顯著性水平下，滯后階數(shù)為2 的VAR 模型為最優(yōu)模型。

3.2 脈沖響應(yīng)分析

利用基于居民消費(fèi)水平（C）、總?cè)丝冢═）、國家財政收入（F）的VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以分析LN（C）、LN（T）、LN（F）三者之間的動態(tài)特征。如圖1、圖2 所示。

圖1 T 對C 的脈沖響應(yīng)

圖2 F 對C 的脈沖響應(yīng)

由圖1、圖2 可以看出，假設(shè)總?cè)丝趯θw居民消費(fèi)水平實(shí)施一個沖擊，前4 期是一個正向反應(yīng)，在第4 期之后趨于平穩(wěn)。國家財政收入在前2 期對居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)反方向的沖擊，而在2～5 期為正方向的沖擊，并在第5 期達(dá)到最大值。在第5～7 期給居民消費(fèi)水平反方向沖擊，隨后影響逐漸減弱直至達(dá)到穩(wěn)定。

3.3 方差分解

在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上對C 進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表2 所示。由表2 可知，T 對C 貢獻(xiàn)程度相對較小，期初值為0，第2～4 期迅速上升，后緩慢下降；C 對自身的貢獻(xiàn)程度在第一期最大，之后呈階梯性減少，在第10 期穩(wěn)定在86%左右；而F 對C 貢獻(xiàn)程度總體上相對較高，1～5 期持續(xù)上升，后保持平穩(wěn)，保持在10%左右。

表2 方差分解結(jié)果

4 結(jié)語

通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、方差分析、脈沖響應(yīng)函數(shù)等分析，國家財政收入對全國居民消費(fèi)水平產(chǎn)生了一定的影響，當(dāng)國家財政收入增加時，全國居民消費(fèi)水平隨之提高?？?cè)丝诘淖兓瘜用裣M(fèi)水平雖然只產(chǎn)生較小的影響，但是它是穩(wěn)定且具有長期趨勢的一個影響因素，也會對全國居民消費(fèi)水平產(chǎn)生正面影響。綜上所述，總?cè)丝诤蛧邑斦杖刖鶗θ珖M(fèi)水平造成一定的影響，且國家財政收入產(chǎn)生的影響更大。