蔣宏東 北京信息科技大學(xué)

一、研究背景及意義

（一）研究背景

消費(fèi)拉動的經(jīng)濟(jì)發(fā)展才是良性發(fā)展，我國經(jīng)濟(jì)增長模式漸漸向以擴(kuò)大消費(fèi)拉動轉(zhuǎn)變。一個國家的居民消費(fèi)水平反映了這個國家的居民生活水平，進(jìn)而反映了這個國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。自從提出內(nèi)循環(huán)開始，帶動消費(fèi)已經(jīng)成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的重中之重。居民消費(fèi)支出作為社會消費(fèi)需求的主體，消費(fèi)的增加可以直接引起經(jīng)濟(jì)的增加，對經(jīng)濟(jì)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(fèi)，特別是提升大宗消費(fèi)、重點(diǎn)消費(fèi)。

（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(yùn)用stata軟件，分析農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費(fèi)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(jì)學(xué)模型，探討不同因素對于農(nóng)村居民人均消費(fèi)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(fèi)是經(jīng)濟(jì)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(fèi)的影響力逐漸加大，居民消費(fèi)需求的增加會直接導(dǎo)致社會總需求的增加，進(jìn)而促使 GDP 的增長[1]。在一定范圍內(nèi)，當(dāng)消費(fèi)增加，經(jīng)濟(jì)增長就快；消費(fèi)不足，經(jīng)濟(jì)增長就會緩慢。因此，刺激消費(fèi)需求是一件很有必要的事情。消費(fèi)作為 GDP 的重要組成部分，低迷的居民消費(fèi)會引起我國經(jīng)濟(jì)的不健康發(fā)展。

（三）研究目的

確定農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費(fèi)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(fèi)市場的擴(kuò)大作出相應(yīng)決策。

（四）研究框架

本文嘗試運(yùn)用微觀定量的實(shí)證分析方法，并以實(shí)際經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，通過對中國農(nóng)村人均消費(fèi)支出近七年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析，估計農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP、住房費(fèi)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(shí)際的情況，根據(jù)分析結(jié)果，對消費(fèi)市場今后的擴(kuò)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(fèi)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(shí)際消費(fèi)率的增長卻遠(yuǎn)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(xué)說”等觀點(diǎn)均可以解釋這種收入不斷增加、消費(fèi)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(fèi)與短期收入相關(guān)，即收入決定消費(fèi)。當(dāng)收入增加時，消費(fèi)隨之增加，但消費(fèi)增長速度一般不會高于收入的增長速度，表現(xiàn)為消費(fèi)的增量在收入增量中占的比例是遞減的，即邊際消費(fèi)傾向遞減。莫迪利亞尼在“生命周期學(xué)說”提出: 理性消費(fèi)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(fèi)支出，并期望能夠保障人生各個階段能夠平穩(wěn)消費(fèi)，最終一生的消費(fèi)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(dāng)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(fèi)的正儲蓄，以抵消退休后收入小于消費(fèi)的負(fù)儲蓄。

（二）農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀

在我國，居民消費(fèi)在最終消費(fèi)中占大部分，其大小將對經(jīng)濟(jì)有很大的影響力，高的消費(fèi)水平促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而低的消費(fèi)水平會抑制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。居民消費(fèi)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(fèi)水平整體上比較低，但是我國的居民消費(fèi)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(shí)證分析

（一）選取變量

現(xiàn)實(shí)中居民消費(fèi)水平受很多因素影響，如消費(fèi)偏好、社會經(jīng)濟(jì)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(fèi)支出的影響，用CPI指數(shù)對消費(fèi)支出進(jìn)行了修正。同時，本文的消費(fèi)支出也為去除房屋價格后的消費(fèi)支出，即用于支付房租、房貸的支出不算在本年度的消費(fèi)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(dāng)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(dāng)年的消費(fèi)支出近似視為全部商品的價值，進(jìn)行無通貨膨脹影響的消費(fèi)支出的計算。

根據(jù)相關(guān)的消費(fèi)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(jìn)行研究分析。將因變量設(shè)為“農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出”，自變量為“農(nóng)村居民人均可支配收入”、“人均GDP”、“居住費(fèi)用”、“居民消費(fèi)價格指數(shù)”。

被解釋變量：Y為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（元）。農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平直接表現(xiàn)為消費(fèi)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(fèi)與短期收入相關(guān)，即收入決定消費(fèi)。當(dāng)收入增加時，消費(fèi)隨之增加。因此，消費(fèi)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(jì)水平的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)水平的提高會推動收入的提高，因而引起消費(fèi)的增加。因此，消費(fèi)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(fèi)用（元）。房屋作為生活的必需，居民所需繳納的房屋費(fèi)用越高，則用于其他用途的支出便會越少。因此，居住費(fèi)用應(yīng)該與消費(fèi)支出是負(fù)相關(guān)關(guān)系。

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

（二）建立模型

1.農(nóng)民人均消費(fèi)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(fèi)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(fèi)支出Y與住房費(fèi)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(qiáng)的線性關(guān)系，因此將變量的數(shù)學(xué)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(jī)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(jìn)行多元回歸分析，建立回歸模型，并對模型的顯著性進(jìn)行分析。stata的回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)上述經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的收集與經(jīng)濟(jì)方程的建立，運(yùn)用最小二乘法(OLS)進(jìn)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(fèi)用、居民消費(fèi)價格指數(shù)每相差 1 元，可導(dǎo)致人均消費(fèi)支出相差 1.619534元、-0.2425017元、0.8062411 元、76.07486 元。

（三）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

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(fèi)支出增加1.619534元?；貧w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(fèi)支出減少0.2425017元?；貧w系數(shù)符號與預(yù)計相反，需進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

0.8062411 ，在其他變量保持不變的情況下，住房費(fèi)用每增加一元所引起農(nóng)民人均消費(fèi)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(fèi)支出增加76.07486%?；貧w系數(shù)符號與預(yù)計相反，需進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

2.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

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(yàn)

1.對回歸系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)

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(yàn)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(rèn)為β3等于0；β4顯著等于0，不能拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為β4等于0。所以，可以通過T檢驗(yàn)的只有變量X2、X1。

2.對方程進(jìn)行F檢驗(yàn)

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(fèi)支出可以用農(nóng)村人均可支配收入、人均GDP、住房費(fèi)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(yàn)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(fèi)用、CPI對農(nóng)村人均消費(fèi)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(yàn)。因此，需要對以上四元線性回歸模型做適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，下面進(jìn)行模型的修正。

（五）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1.多重共線性檢驗(yàn)與修正

為了檢驗(yàn)?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(dāng)VIF<10,不存在多重共線性；當(dāng)10<=VIF<100,存在較強(qiáng)的多重共線性；當(dāng)VIF>=100，模型存在嚴(yán)重的多重共線性。該方程的VIF=119.44>100,說明存在嚴(yán)重的多重共線性，因此需要進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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(yàn)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(yàn)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(yàn)不檢驗(yàn)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(jì)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(fèi)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(fèi)支出減少0.1520107元。人均GDP的增加會引起農(nóng)民人均消費(fèi)支出減少，這顯然是不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和實(shí)際的，因此模型還需要進(jìn)一步的修正。

2.異方差檢驗(yàn)

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

White檢驗(yàn)：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(fù)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(yàn)

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(rèn)為ut非自相關(guān)。

（六）最終確定模型形式

以上分析檢驗(yàn)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(fèi)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(yàn)也均合格，不存在多重共線性，經(jīng)濟(jì)意義也符合常理。選取模型旨在研究我國消費(fèi)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(fèi)用，X4 居民消費(fèi)價格指數(shù)，經(jīng)過檢驗(yàn)，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(fèi)用，X4 居民消費(fèi)價格指數(shù)。并不是他們對居民消費(fèi)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(fèi)支出有較大影響。

（七）經(jīng)濟(jì)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(fèi)支出增加1.492024元。R2=0.9944表示方程整體的顯著性檢驗(yàn)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(fèi)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(fèi)支出的影響最大，人均GDP對居民消費(fèi)支出的影響次之。從而總結(jié)出，要想提高我國的居民消費(fèi)水平，國家就要切實(shí)保障每個居民的有效收入并適當(dāng)?shù)陌l(fā)放一些購物補(bǔ)貼，讓居民有消費(fèi)的能力和消費(fèi)的動力。并且，我國應(yīng)該大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，發(fā)達(dá)的國家經(jīng)濟(jì)是居民消費(fèi)的根本。

居民整體收入水平是影響消費(fèi)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(fèi)需求不足的現(xiàn)狀。作為提升購買力、加速消費(fèi)需求增長的基礎(chǔ)，增加居民收入成為了當(dāng)下亟待解決的問題。雖然政府一直有采取措施不斷改進(jìn)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(fèi)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(jī)制；同時注意調(diào)整收入分配，縮短城鄉(xiāng)差距，擴(kuò)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。