□文/ 彭思維

（西南大學(xué)西塔學(xué)院 重慶）

［提要］ 21 世紀(jì)以來，投資、消費(fèi)、出口“三駕馬車”推動我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，但我國經(jīng)濟(jì)增長存在過度依賴出口，內(nèi)需方面也以固定資產(chǎn)投資為主的短板。本文基于經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于消費(fèi)的基本理論，采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，使用Evi ews 軟件對影響居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行參數(shù)估計和檢驗。根據(jù)回歸結(jié)果得出結(jié)論：我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾仍較為突出，存在城鄉(xiāng)居民收入差距較大、收入分配不合理等問題，抑制社會消費(fèi)水平的進(jìn)一步提高，并就此提出政策建議。

一、引言

本文主要研究我國2000～2019年居民消費(fèi)水平的影響因素。為實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下高質(zhì)量發(fā)展，更好地擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)消費(fèi)，有必要對影響我國居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行實證研究，分析各因素對消費(fèi)的影響程度和作用途徑，以期得出針對性的對策。

二、影響居民消費(fèi)水平的主要因素實證分析

我們將居民人均消費(fèi)支出（元）設(shè)為被解釋變量y、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）設(shè)為解釋變量x1、農(nóng)村居民人均純收入（元）設(shè)為解釋變量x2、國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）設(shè)為解釋變量x3、貨幣和準(zhǔn)貨幣（M2）供應(yīng)量（億元）設(shè)為解釋變量x4、財政支出（億元）設(shè)為解釋變量x5、基尼系數(shù)設(shè)為x6。作為模型設(shè)定為：

本文收集2000～2019年20年間我國經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對應(yīng)模型變量的20 個觀測值，居民人均消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民純收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、M2貨幣供應(yīng)量、政府財政支出的數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局歷年統(tǒng)計年鑒，基尼系數(shù)數(shù)據(jù)來源于《中國住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局相關(guān)發(fā)布。另外，收集居民消費(fèi)價格指數(shù)（1978=100）作為變量數(shù)據(jù)名義價格調(diào)整為實際價格的工具，設(shè)為x7。

（二）參數(shù)估計

1、模型估計。我們假設(shè)計量模型及其擾動項均滿足各項古典假設(shè)，使用普通最小二乘法估計參數(shù)，建立消費(fèi)函數(shù)回歸模型，使用Eviews8.0 軟件進(jìn)行多元回歸，令其為（2）式，得到結(jié)果如下：

2、模型檢驗。簡單分析判斷，x1、x6在顯著性水平 α=0.05 的水平下p 值不顯著。且經(jīng)過理論分析變量x1、x2與被解釋變量變動關(guān)系應(yīng)當(dāng)正相關(guān)，x1、x2變量系數(shù)不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，認(rèn)為該模型可能存在違背古典假設(shè)的偏誤，接下來進(jìn)行相關(guān)檢驗與修正。

（三）多重共線性檢驗與修正。多重共線性是指計量模型中各解釋變量之間由于相關(guān)關(guān)系導(dǎo)致模型發(fā)生估計偏誤。常見檢驗多重共線性的方法有：直觀判斷法、簡單相關(guān)系數(shù)法、逐步回歸法等。常見修正方法有經(jīng)驗方法修正、逐步回歸法等，通常解釋變量之間相關(guān)系數(shù)大于0.8 則認(rèn)為有較強(qiáng)的多重共線性，本文采取簡單相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行判斷，輸出結(jié)果顯示 x1、x2、x3、x4、x5變量間存在較強(qiáng)的多重共線性。

本文采用經(jīng)驗方法和逐步回歸兩種方法修正模型的多重共線性。首先，對各解釋變量使用居民物價指數(shù)調(diào)整為實際價格，再將回歸方程兩邊取對數(shù)，即：lnpy=log（y/x7）、lnpx1=log（x1/x7）、lnpx2=log（x2/x7）、lnpx3=log（x3/x7）、lnpx4=log（x4/x7）、lnpx5=log（x5/x7）、lnpx6=log（x6/x7）。其次，進(jìn)行逐步回歸。回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)lnpx1與 lnpx2作為解釋變量建立回歸方程，lnpx3、lnpx4、lnpx5、lnpx6作為解釋變量建立回歸方程回歸結(jié)果相對較好。于是，建立修正模型為：

將原模型分為兩個模型分別進(jìn)行回歸。所有解釋變量均通過顯著性水平α＝0.05 的水平下的顯著性檢驗，A－R2分別為（0.999309 和0.998216），初步顯示模型擬合較好，且各解釋變量系數(shù)均符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

該病的高發(fā)群體為女性,對于此病的傳統(tǒng)治療以開放性手術(shù)為主,但是開放性手術(shù)對于女性而言,會造成過大的瘢痕,影響美觀,且手術(shù)時間長,術(shù)中出血量大,所以病患對此治療手段仍有異聲。小切口甲狀腺切除術(shù)屬于微創(chuàng)手術(shù),可以減少手術(shù)時間,減少術(shù)中出血量,縮小創(chuàng)口。

（四）異方差性檢驗。異方差性是指被解釋變量觀測值的分散程度隨著解釋變量變化而變化，使得模型估計違背經(jīng)典線性回歸基本假設(shè)。本文采取White 檢驗法，對兩個一次修正過的回歸方程進(jìn)行White 檢驗。（3）式模型伴隨概率為p=0.0627，（3）式模型伴隨概率p=0.5031，在給定顯著性水平α=0.05 下，兩式模型伴隨概率均大于0.05，所以模型中不存在異方差。

（五）序列相關(guān)的檢驗與修正。序列相關(guān)又稱自相關(guān)，指回歸模型中擾動項之間存在著相關(guān)關(guān)系。序列相關(guān)的檢驗方法有圖示檢驗法、DW 檢驗法、Breusch-Godfrey 檢驗法等。本文采取DW 檢驗法。

（3）式模型由回歸結(jié)果可知DW=0.741591，在給定顯著性水平α=0.05 下，樣本容量為20，變量數(shù)為2 個，查DW 統(tǒng)計表可知dL=1.100，dU=1.537，說明模型存在一階正自相關(guān)。

采用Cochrane-Orcutt 迭代法對其進(jìn)行修正，根據(jù)AR（1）的回歸系數(shù)得出ρ_hat=0.769534，故修正后的估計結(jié)果為：

再次采用Breusch-Godfrey 檢驗，設(shè)定滯后階數(shù)為1 階，得到其伴隨概率為 p=0.6933＞0.05，不拒絕原假設(shè)，且 RESID（-1）的伴隨概率p=0.7390 不顯著，故修正后的模型不存在序列相關(guān)。

估計結(jié)果整理得：

（4）式模型DW=1.671826，在給定顯著性水平α=0.05 下，查 DW 統(tǒng)計表可知 dL=0.894，dU=1.828，DW 檢驗失效，對其進(jìn)行Breusch-Godfrey 檢驗，對比不同滯后階數(shù)下AIC、SC、HQC信息準(zhǔn)則大小，發(fā)現(xiàn)滯后2 階信息準(zhǔn)則最小，故選用滯后2 階的結(jié)果，其伴隨概率為p=0.1302＞0.05，故不存在序列相關(guān)。

（六）最優(yōu)模型檢驗及經(jīng)濟(jì)意義解釋

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗。根據(jù)以上一系列的模型修正，（7）式與（4）式為最優(yōu)模型。（7）式模型估計結(jié)果表明，假定其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長1%，居民人均消費(fèi)水平增長0.417839%；農(nóng)村居民人均純收入增長1%，居民人均消費(fèi)水平增長0.661798%。古典消費(fèi)理論認(rèn)為高收入群體邊際消費(fèi)傾向較低，低收入群體邊際消費(fèi)傾向較高，回歸結(jié)果符合城鄉(xiāng)居民收入差距導(dǎo)致的邊際消費(fèi)傾向不同。根據(jù)宋平平等（2020）的研究，2015年我國城鎮(zhèn)居民總體邊際消費(fèi)傾向在0.56 左右，農(nóng)村居民總體邊際消費(fèi)傾向在0.64 左右，這與（7）式模型回歸結(jié)果較為吻合，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與實際。

（4）式模型估計結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長1%，居民人均消費(fèi)水平增長0.630321%；M2 貨幣供應(yīng)量增長1%，居民人均消費(fèi)水平增長0.862147%；財政支出增長1%，居民人均消費(fèi)水平降低0.784419%；基尼系數(shù)增長1%，居民消費(fèi)水平降低0.753935%。根據(jù)國家統(tǒng)計局的發(fā)布，2018年全年最終消費(fèi)支出對GDP 的增長貢獻(xiàn)率為76.2%，2019年消費(fèi)支出對GDP 增長貢獻(xiàn)率為57.8%，與模型估計基本相符。貨幣供應(yīng)量增加導(dǎo)致居民名義收入增加，可支配收入增加，從而促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高。財政支出對居民消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)結(jié)論尚不明朗，具體取決于財政支出的具體結(jié)構(gòu)，簡單回歸結(jié)果體現(xiàn)財政支出對居民消費(fèi)存在擠出效應(yīng)?；嵯禂?shù)體現(xiàn)的國民收入差距，消費(fèi)理論認(rèn)為收入差距過大會抑制消費(fèi)，與回歸結(jié)果相符。

2、統(tǒng)計檢驗

Adj ust ed R-squar ed：（8） 式模型 A-R2=0.998592，（9）式模型A-R2=0.999497，說明模型對樣本的擬合程度良好。

F 檢驗：（8）式模型，給定顯著性水平為 α=0.05，從 F 分布表中查出臨界值 Fα（5，13）=3.025，由回歸結(jié)果可知 F=11928.30＞Fα（5，13），（9）式模型給定顯著性水平為α=0.05，從F分布表中查出臨界值Fα（4，15）=3.056，由回歸結(jié)果可知F=2658.795＞Fα（4，15），說明回歸方程顯著。

t 檢驗：給定顯著性水平 α=0.1，（8）式模型，從 t 分布表中查出t 檢驗臨界值t2/α（16）=1.746，由回歸結(jié)果可以看出（8）式模型各解釋變量系數(shù)t 值分別為1.957713，3.697284。（9）式模型，從 t 分布表中查出檢驗臨界值 t2/α（16）=1.753，由回歸結(jié)果可以看出（9）式模型各解釋變量系數(shù)t 值分別為（4.097306）（6.601119）（-4.713083）（-10.12016）。兩個模型所有解釋變量均通過在顯著性α=0.1 下的顯著性檢驗。說明所有解釋變量均對被解釋變量居民人均消費(fèi)水平產(chǎn)生顯著影響。

3、計量檢驗。（8）、（9）式模型經(jīng)多重共線性檢驗與修正、異方差性檢驗、序列相關(guān)檢驗與修正，一定程度緩解了原始回歸多重共線性的影響，在給定顯著性水平下基本消除了異方差性和序列相關(guān)對回歸的不利影響。

三、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論。我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，消費(fèi)水平的增長對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用日益明顯。為了促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)健康發(fā)展，堅持?jǐn)U內(nèi)需促消費(fèi)的戰(zhàn)略，提高居民消費(fèi)水平是關(guān)鍵。本文采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法對影響我國居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行了實證分析，得出以下結(jié)論：隨著我國經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)型，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中面臨的挑戰(zhàn)越來越大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性矛盾仍較為突出，各種社會資源分配加速分化，存在城鄉(xiāng)居民收入差距較大、收入分配不合理等問題抑制了社會消費(fèi)水平的進(jìn)一步提高。我國應(yīng)努力提高居民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，完善分配機(jī)制，努力把蛋糕做大的過程中合理分配經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利。繼續(xù)實施積極的財政政策和穩(wěn)健靈活的貨幣政策，調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮財政支出對消費(fèi)的擠入效用，努力避免其擠出效應(yīng)。發(fā)揮市場機(jī)制在資源配置中的決定性作用，使得各要素充分發(fā)揮其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）政策建議

1、區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)人口地理分布。一是加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化帶來的人口高度集中產(chǎn)生了集聚效應(yīng)，同時消費(fèi)也會產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，以區(qū)域核心城鎮(zhèn)為中心，并向四周輻射。且當(dāng)城鎮(zhèn)化因多度聚集產(chǎn)生的消費(fèi)邊際成本與農(nóng)村的消費(fèi)邊際成本相等時，城鎮(zhèn)消費(fèi)開始向農(nóng)村擴(kuò)散，進(jìn)一步提高農(nóng)村的消費(fèi)水平。二是深化戶籍制度改革。我國當(dāng)前城市化拉動消費(fèi)增長作用有限，人口城市化融合程度不高，大量流動人口常年在城市居住但是沒有當(dāng)?shù)貞艏诤芏嗯涮踪Y源方面得不到同等待遇，逐漸弱化基于戶籍的城鄉(xiāng)二元福利制度。

2、提高城鄉(xiāng)居民支付能力。一是提升勞動報酬率，提高就業(yè)水平。中小企業(yè)已經(jīng)成為吸收剩余勞動力的重要來源，通過針對性的扶持政策大力發(fā)展中小企業(yè)，降低中小企業(yè)稅收和融資成本，充分發(fā)揮中小企業(yè)創(chuàng)造就業(yè)崗位的重要作用。提高勞動報酬占國民收入初次分配中的比重，協(xié)調(diào)工資的增長與企業(yè)效益和勞動生產(chǎn)率的提高相匹配，讓勞動者更好地分享企業(yè)發(fā)展紅利。二是縮小收入差距。通過市場機(jī)制難以調(diào)整初次分配形成的國民收入差距，應(yīng)制定相關(guān)政策優(yōu)化國內(nèi)收入再分配機(jī)制，指引國家、企業(yè)和個人分配的合理導(dǎo)向；統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，加大區(qū)域發(fā)展與振興政策支持力度；提高農(nóng)業(yè)和農(nóng)民收入，對農(nóng)業(yè)實施扶持保護(hù)，進(jìn)一步發(fā)揮財政政策支農(nóng)力度；完善稅收及社會保障體系，逐步提高最低社會保障標(biāo)準(zhǔn)，通過轉(zhuǎn)移支付改善低收入群體生活水平，擴(kuò)大中等收入群體，加強(qiáng)對高收入者稅收監(jiān)管，取締非法收入，降低我國居民基尼系數(shù)。

3、發(fā)揮財政政策與貨幣政策對居民消費(fèi)水平的促進(jìn)作用。一是實施積極的財政政策。減少政府消費(fèi)性支出，防止不合理、過度的財政支出擠出居民消費(fèi)；增加政府轉(zhuǎn)移支付和投資性支出，有效刺激全社會消費(fèi)需求，充分發(fā)揮財政政策對居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)。二是落實穩(wěn)健的貨幣政策。中央銀行加強(qiáng)市場監(jiān)管，加強(qiáng)貨幣政策與金融監(jiān)管的協(xié)作，制定更為細(xì)化、改革更為深入的法律法規(guī)，為金融市場發(fā)展提供制度保障；建立高效的貨幣市場，貨幣市場發(fā)展的滯后以及市場化水平較低影響了貨幣政策的有效傳導(dǎo)、市場反應(yīng)速度以及貨幣政策工具。應(yīng)加快貨幣市場發(fā)展，積極擴(kuò)大市場參與主體，創(chuàng)新貨幣市場工具；大力發(fā)展實體經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)上發(fā)展虛擬經(jīng)濟(jì)，通過多種多樣貨幣政策工具，擴(kuò)大貨幣總量供給，著重緩解中小企業(yè)融資難問題；深化利率市場化改革，引導(dǎo)市場利率合理穩(wěn)步下降，推動金融行業(yè)向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)合理讓利；優(yōu)化貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制建立高效的貨幣市場，健全資本市場制度，提高貨幣政策有效性；同時，防止過量的貨幣供給導(dǎo)致居民價格水平持續(xù)過度上漲降低居民消費(fèi)意愿和實際支付能力。