蔣宏東 北京信息科技大學

一、研究背景及意義

（一）研究背景

消費拉動的經(jīng)濟發(fā)展才是良性發(fā)展，我國經(jīng)濟增長模式漸漸向以擴大消費拉動轉(zhuǎn)變。一個國家的居民消費水平反映了這個國家的居民生活水平，進而反映了這個國家的經(jīng)濟實力。自從提出內(nèi)循環(huán)開始，帶動消費已經(jīng)成為當前經(jīng)濟的重中之重。居民消費支出作為社會消費需求的主體，消費的增加可以直接引起經(jīng)濟的增加，對經(jīng)濟的拉動作用非常顯著。因而，2021 年年初，12 個部門聯(lián)合發(fā)文：要提升消費，特別是提升大宗消費、重點消費。

（二）問題提出及其研究意義

根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒2000～2020年的數(shù)據(jù)，運用stata軟件，分析農(nóng)村居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費用、CPI指數(shù)的內(nèi)在依存關(guān)系，構(gòu)建相關(guān)的計量經(jīng)濟學模型，探討不同因素對于農(nóng)村居民人均消費支出的影響關(guān)系。同時根據(jù)模型，分析出模型中存在的問題，并提出建議。

投資、出口和消費是經(jīng)濟增長的主要因素，其中，投資和出口的推動作用逐漸減弱，而消費的影響力逐漸加大，居民消費需求的增加會直接導(dǎo)致社會總需求的增加，進而促使 GDP 的增長[1]。在一定范圍內(nèi)，當消費增加，經(jīng)濟增長就快；消費不足，經(jīng)濟增長就會緩慢。因此，刺激消費需求是一件很有必要的事情。消費作為 GDP 的重要組成部分，低迷的居民消費會引起我國經(jīng)濟的不健康發(fā)展。

（三）研究目的

確定農(nóng)村居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費用、CPI指數(shù)的顯著性關(guān)系，從而幫助分析宏觀主體以及個體面對于消費市場的擴大作出相應(yīng)決策。

（四）研究框架

本文嘗試運用微觀定量的實證分析方法，并以實際經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，通過對中國農(nóng)村人均消費支出近七年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行經(jīng)濟計量分析，估計農(nóng)村居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費用、CPI指數(shù)的顯著性關(guān)系，并建立回歸模型。并結(jié)合中國實際的情況，根據(jù)分析結(jié)果，對消費市場今后的擴大提出相應(yīng)的建議和對策。

二、相關(guān)理論及動態(tài)研究

（一）居民消費相關(guān)理論

盡管數(shù)據(jù)顯示近年來我國人均收入水平不斷提高，但實際消費率的增長卻遠不及收入水平的增長。凱恩斯的“絕對收入假說”和莫迪利亞尼的“生命周期學說”等觀點均可以解釋這種收入不斷增加、消費的增長率卻遞減的現(xiàn)象。凱恩斯的絕對收入假說指出消費與短期收入相關(guān)，即收入決定消費。當收入增加時，消費隨之增加，但消費增長速度一般不會高于收入的增長速度，表現(xiàn)為消費的增量在收入增量中占的比例是遞減的，即邊際消費傾向遞減。莫迪利亞尼在“生命周期學說”提出: 理性消費者通過預(yù)判一生能夠獲得的勞動收入和財產(chǎn)收入等收益安排自身消費支出，并期望能夠保障人生各個階段能夠平穩(wěn)消費，最終一生的消費支出和勞動收入和財產(chǎn)收入等收益收支平衡[2]。簡單來說，當居民年輕的時候總希望為退休后的生活多儲蓄、積累一些財富，好安享晚年，即收入大于消費的正儲蓄，以抵消退休后收入小于消費的負儲蓄。

（二）農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀

在我國，居民消費在最終消費中占大部分，其大小將對經(jīng)濟有很大的影響力，高的消費水平促進經(jīng)濟的發(fā)展，而低的消費水平會抑制經(jīng)濟的發(fā)展。居民消費包括衣食住行、醫(yī)療、教育等等?，F(xiàn)階段，雖然我國的居民消費水平整體上比較低，但是我國的居民消費水平是在逐年遞增的。這主要是由于我國國民生產(chǎn)總值的穩(wěn)定增加、我國國民的收入水平不斷提高等。

三、實證分析

（一）選取變量

現(xiàn)實中居民消費水平受很多因素影響，如消費偏好、社會經(jīng)濟狀況、通貨膨脹水平等。本文在選取數(shù)據(jù)時為了避免通貨膨脹對消費支出的影響，用CPI指數(shù)對消費支出進行了修正。同時，本文的消費支出也為去除房屋價格后的消費支出，即用于支付房租、房貸的支出不算在本年度的消費支出內(nèi)。由于數(shù)據(jù)選取的是從1999年到2020年的數(shù)據(jù)，因此以2013年為基期，所用的公式為：CPI=（一組固定商品按當期價格計算的價值/一組固定商品按基期價格計算的價值）×100%。將當年的消費支出近似視為全部商品的價值，進行無通貨膨脹影響的消費支出的計算。

根據(jù)相關(guān)的消費理論研究，本文選出四個具有代表性并且便于計量的變量作為自變量進行研究分析。將因變量設(shè)為“農(nóng)村居民人均消費支出”，自變量為“農(nóng)村居民人均可支配收入”、“人均GDP”、“居住費用”、“居民消費價格指數(shù)”。

被解釋變量：Y為農(nóng)村居民人均消費支出（元）。農(nóng)村居民人均消費水平直接表現(xiàn)為消費支出。

解釋變量一：X1為農(nóng)村居民人均可支配收入（元）。該解釋變量為此模型的核心變量。凱恩斯的絕對收入假說指出消費與短期收入相關(guān)，即收入決定消費。當收入增加時，消費隨之增加。因此，消費和收入應(yīng)該是正相關(guān)的關(guān)系。

解釋變量二：X2為人均GDP（元）。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加意味著國家經(jīng)濟水平的發(fā)展，經(jīng)濟水平的提高會推動收入的提高，因而引起消費的增加。因此，消費和人均GDP應(yīng)該是正相關(guān)關(guān)系。

解釋變量三：X3為居住費用（元）。房屋作為生活的必需，居民所需繳納的房屋費用越高，則用于其他用途的支出便會越少。因此，居住費用應(yīng)該與消費支出是負相關(guān)關(guān)系。

解釋變量四：X4為居民消費價格指數(shù)（%）。居民消費價格指數(shù)反映為物價水平的變動。一般來說，居民消費價格指數(shù)越高，表明物價越高，相應(yīng)的居民的消費支出就會減少。因此，居民消費價格指數(shù)與消費水平是負相關(guān)關(guān)系。

（二）建立模型

1.農(nóng)民人均消費支出Y與農(nóng)民人均可支配收入X1的回歸模型

擬合的回歸方程為：Y=-646.2321+0.9646066＊X1

2.農(nóng)民人均消費支出Y與人均GDP X2的回歸模型

擬合的回歸方程為：Y=-633.3864+0.2165251*X2

3.農(nóng)民人均消費支出Y與住房費用X3的回歸模型

擬合的回歸方程為：Y=-2604.75 +1.884199＊X3

Y與X1、X2、X3、X4存在較強的線性關(guān)系，因此將變量的數(shù)學形式確定為：

Y^=β0+β1＊X1+β2＊X2+β3＊X3+β4＊X4+u

一共有四個解釋變量，β0是常數(shù)，βi（i=1，2，3，4）是解釋變量的偏回歸系數(shù)，u為隨機誤差項，用來表示解釋變量以外的其他因素的干擾。

利用原始數(shù)據(jù)和stata軟件進行多元回歸分析，建立回歸模型，并對模型的顯著性進行分析。stata的回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)上述經(jīng)濟數(shù)據(jù)的收集與經(jīng)濟方程的建立，運用最小二乘法(OLS)進行參數(shù)估計，利用stata軟件計算回歸方程的參數(shù)結(jié)果，得出回歸方程：

Y^= -9179.31+1.619534＊X1-0.2425017＊X2+0.8062411＊X3+76.07486＊X4

從回歸估計的結(jié)果來看，所估計的參數(shù) β^1=1.619534、β^2=-0.2425017、β^3=0.8062411、β^4=76.07486，說明居民人均可支配收入、人均 GDP、住房費用、居民消費價格指數(shù)每相差 1 元，可導(dǎo)致人均消費支出相差 1.619534元、-0.2425017元、0.8062411 元、76.07486 元。

（三）檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

1.經(jīng)濟意義檢驗

Y^= -9179.31+1.619534＊X1-0.2425017＊X2+0.8062411＊X3+76.07486＊X4

1.619534 ，在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)民人均可支配收入每增加一元所引起農(nóng)民人均消費支出增加1.619534元。回歸系數(shù)的符號和數(shù)值是較為合理的。

-0.2425017，在其他變量保持不變的情況下，人均GDP每增加一元所引起農(nóng)民人均消費支出減少0.2425017元?；貧w系數(shù)符號與預(yù)計相反，需進行進一步檢驗。

0.8062411 ，在其他變量保持不變的情況下，住房費用每增加一元所引起農(nóng)民人均消費支出增加0.8062411元。

76.07486 ，在其他變量保持不變的情況下，CPI指數(shù)每增加百分之一所引起農(nóng)民人均消費支出增加76.07486%?；貧w系數(shù)符號與預(yù)計相反，需進行進一步檢驗。

2.擬合優(yōu)度檢驗

H0:R2等于0，H1:R2不等于0，R2=0.9924，P值為0.0000<0.05

所以拒絕原假設(shè)，可決系數(shù)顯著不為0，擬合優(yōu)度比較好。

（四）顯著性檢驗

1.對回歸系數(shù)進行T檢驗

Y^=-9179.31+1.619534＊X1-0.2425017 ＊X2+0.4084634＊X3+76.07486 ＊X4

T=(-1.33)(5.69)(-3.58)(1.97)(1.12)

P值=（0.203）(0.000) (0.002) (0.066) (0.280)

H0:β1等于0 H1: β1不等于0

T=5.69,可得到其P值=0.000<0.05，所以拒絕原假設(shè)，所以β1不等于0。同理，可以檢驗出：β2顯著不等于0，拒絕原假設(shè)，所以β2不等于0；β3顯著等于0，不能拒絕原假設(shè)，所以認為β3等于0；β4顯著等于0，不能拒絕原假設(shè)，所以認為β4等于0。所以，可以通過T檢驗的只有變量X2、X1。

2.對方程進行F檢驗

H0:β1=β2=β3=β4=0 H1:β1、β2、β3、β4不全為0

R2=0.9924，可得到其P值為0.0000<0.005

所以拒絕原假設(shè)，所以被解釋變量農(nóng)村人均消費支出可以用農(nóng)村人均可支配收入、人均GDP、住房費用、CPI解釋99.24%.

綜上所述：R2=0.9924，說明模型有很高的擬合優(yōu)度，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的，說明農(nóng)村人均可支配收入、人均GDP、住房費用、CPI對農(nóng)村人均消費支出的總影響是顯著的。但是，農(nóng)村人均可支配收入、人均GDP的影響是顯著的，其他變量（包括常數(shù)項）的t統(tǒng)計量值都較小，未通過檢驗。因此，需要對以上四元線性回歸模型做適當?shù)恼{(diào)整，下面進行模型的修正。

（五）計量經(jīng)濟學檢驗

1.多重共線性檢驗與修正

為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，我們可以通過查看VIF的大小，通常我們以10作為判斷邊界：當VIF<10,不存在多重共線性；當10<=VIF<100,存在較強的多重共線性；當VIF>=100，模型存在嚴重的多重共線性。該方程的VIF=119.44>100,說明存在嚴重的多重共線性，因此需要進行修正。

（1）多重共線性的修正解決多重共線性問題的一個方法是采用逐步回歸法篩選變量。用每個解釋變量分別對被解釋變量做簡單回歸，以可決系數(shù)為標準確定解釋變量的重要程度，為解釋變量排序。分別作 Y 和 X1、X2、X3、X4 之間的回歸。

由此可見，Y受X1的影響最大，選擇Y=-646.2321+0.9646066X1作為初始的回歸模型。下面進行逐步回歸：

（2）將其他解釋變量依次代入上述初始回歸模型，逐步進行回歸，尋找最有效的回歸方程。首先，在初始模型中引入X2、X3、X4，得到的R2分別為 0.9898、0.9918、0.9924。其中加入 X2 的方程 R2=0.9898，t值=6.26>1.96，p值=0.000<0.05,各參數(shù)的 t檢驗顯著，選擇保留 X2 。在 X1、X2 的基礎(chǔ)上再加入 X3 得到R2=0.9918，有所提高，但X3的參數(shù)的 t 檢驗不顯著，X3的P值為0.059>0.05，因此，去掉 X3 。在 X1、X2 的基礎(chǔ)上再加入 X4變量逐步回歸，得到 R2為 0.9924，有所上升，但 X4 參數(shù)的 p值為0.280>0.05，參數(shù)檢驗不檢驗顯著，因此，舍去 X4 。得到修正后的模型公式 如下：

Y=-586.1828+1.632839 ＊X1-0.1520107＊ X2

模型此時的經(jīng)濟意義為：在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)民可支配收入每增加一元將引起農(nóng)民人均消費支出增加1.632839元，而人均GDP每增加一元將引起農(nóng)民人均消費支出減少0.1520107元。人均GDP的增加會引起農(nóng)民人均消費支出減少，這顯然是不符合經(jīng)濟學理論和實際的，因此模型還需要進一步的修正。

2.異方差檢驗

布羅施-帕甘檢驗：得到的P值為0.0031<0.05。拒絕原假設(shè)，存在異方差。

White檢驗：得到的P值為0.0124<0.05，拒絕原假設(shè)，存在異方差。

修正異方差：修正方法是加權(quán)最小二乘法。

修正的結(jié)果中，人均GDP的系數(shù)仍為負值，考慮將此變量刪除。

最終確立方程為Y= -0.3731106+1.024626＊X1

3.時間序列自相關(guān)檢驗

H0：β=0 H1：β不為零 存在自相關(guān)。K=1,n=20，dl=1.201,du=1.411

此時，d=1.418381取值在（dU,4-dU）之間，不拒絕原假設(shè)H0,認為ut非自相關(guān)。

（六）最終確定模型形式

以上分析檢驗最終確定的解釋變量為：X1 人均可支配收入、X2 人均 GDP。得到的最終確立的模型如下：

Y= -0.3731106+1.024626＊x1

從最終回歸估計的結(jié)果來看，所估計的參數(shù) β^1=1.0246264，說明居民人均可支配收入每相差 1 元，可導(dǎo)致人均消費支出相差 1.024626 元。

經(jīng)過上述的處理，此時的模型已經(jīng)不存在異方差，其他檢驗也均合格，不存在多重共線性，經(jīng)濟意義也符合常理。選取模型旨在研究我國消費支出影響因素，選取解釋變量為 X1農(nóng)村人均可支配收入，X2 人均 GDP，X3 居住費用，X4 居民消費價格指數(shù)，經(jīng)過檢驗，最終確定解釋變量為 X1農(nóng)村人均可支配收入，舍掉的解釋變量X2 人均 GDP，X3 居住費用，X4 居民消費價格指數(shù)。并不是他們對居民消費支出沒有影響，只是影響程度沒有X1大，在此不做分析。分析報告的結(jié)論發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人均可支配收入對居民消費支出有較大影響。

（七）經(jīng)濟解釋

Y=-0.3731106+1.024626＊X1

1.024626 代表在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)村人均可支配收入每增加一元，可引起農(nóng)村人均消費支出增加1.492024元。R2=0.9944表示方程整體的顯著性檢驗通過，得到的T值的P值很小，表示解釋變量對農(nóng)村人均消費支出影響是顯著的。

四、總結(jié)

本文通過計量得出，人均可支配收入對居民消費支出的影響最大，人均GDP對居民消費支出的影響次之。從而總結(jié)出，要想提高我國的居民消費水平，國家就要切實保障每個居民的有效收入并適當?shù)陌l(fā)放一些購物補貼，讓居民有消費的能力和消費的動力。并且，我國應(yīng)該大力發(fā)展經(jīng)濟，發(fā)達的國家經(jīng)濟是居民消費的根本。

居民整體收入水平是影響消費能力的重要因素，收入水平不足會限制居民的購買力，造成消費需求不足的現(xiàn)狀。作為提升購買力、加速消費需求增長的基礎(chǔ)，增加居民收入成為了當下亟待解決的問題。雖然政府一直有采取措施不斷改進政策，但中低收入家庭的總體收入漲幅仍很緩慢，是造成消費需求缺口的主要群體，所以必須盡快針對居民收入增長緩慢的問題制定有效的激勵機制；同時注意調(diào)整收入分配，縮短城鄉(xiāng)差距，擴大就業(yè)范圍和就業(yè)崗位，充分利用勞動力，提高生產(chǎn)效率。