影響我國(guó)居民消費(fèi)水平的因素分析及對(duì)策建議概述

1、影響我國(guó)居民消費(fèi)水平的因素分析及對(duì)策建議摘要：消費(fèi)水平是一定時(shí)期內(nèi)整個(gè)社會(huì)用于生活消費(fèi)和服務(wù)的規(guī)模和水平，消費(fèi)水平在一定程度上反映了居民的生活質(zhì)量。研究影響居民消費(fèi)的因素具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。本文基于19872012年數(shù)據(jù),選取了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民可支配收入、農(nóng)村居民純收入、人口自然增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)五個(gè)因素，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，進(jìn)行了單因素分析、多因素分析、多重共線性檢驗(yàn)、異方差性檢驗(yàn)，分析了以上五個(gè)因素對(duì)居民消費(fèi)水平的影響,目的在于說(shuō)明各因素之間的相互關(guān)系,為國(guó)家政策的制定和實(shí)施提供參考意見(jiàn)。關(guān)鍵詞：消費(fèi)水平；影響因素；模型分析一、引言改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，人民生活水平不

2、斷提高，居民消費(fèi)水平也不斷增長(zhǎng)。消費(fèi)水平是一定時(shí)期內(nèi)整個(gè)社會(huì)用于生活消費(fèi)和服務(wù)的規(guī)模和水平，消費(fèi)水平在一定程度上反映了居民的生活質(zhì)量。研究影響居民消費(fèi)的因素具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。本文選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民可支配收入、農(nóng)村居民純收入、人口自然增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)五個(gè)因素，以分析影響居民消費(fèi)水平的因素為目的，建立線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，進(jìn)行了相關(guān)的內(nèi)容的分析。二、影響我國(guó)居民消費(fèi)水平的因素理論分析對(duì)影響消費(fèi)的主要因素的研究，已經(jīng)有大量的經(jīng)濟(jì)學(xué)家和學(xué)者做了充分的研究。國(guó)外學(xué)術(shù)界有兩種主要不同的理論觀點(diǎn)：一種是凱恩斯主義消費(fèi)函數(shù)，強(qiáng)調(diào)現(xiàn)期消費(fèi)主要取決于現(xiàn)期收入，隨著可支配收入增加，消費(fèi)也增加。這種消費(fèi)

3、理論主要強(qiáng)調(diào)用收入來(lái)解釋消費(fèi)。他指出，在其他條件不變的條件下，消費(fèi)者是完全理性的人，消費(fèi)者的主要經(jīng)濟(jì)行為是儲(chǔ)蓄和消費(fèi)，而且消費(fèi)將隨著收入的增減而增減，但消費(fèi)的變化幅度小于收入的變化幅度，再者，邊際消費(fèi)傾向小于平均消費(fèi)傾向，邊際消費(fèi)傾向變化率為負(fù)值，即隨著收入的增加，用于消費(fèi)的支出占收入的比重減小，邊際消費(fèi)傾向是遞減的，他指出的是消費(fèi)增長(zhǎng)與收入增長(zhǎng)之間是一種非比例關(guān)系。另一種是面向未來(lái)的消費(fèi)函數(shù)，強(qiáng)調(diào)消費(fèi)對(duì)一生總財(cái)富的依賴，以及儲(chǔ)蓄在穩(wěn)定消費(fèi)中的作用莫迪利阿尼的生命周期理論強(qiáng)調(diào)為退休后的生活而儲(chǔ)蓄的重要性；弗里德曼的持久收入假說(shuō)強(qiáng)調(diào)儲(chǔ)蓄在穩(wěn)定高收入年份和低收入年份之間消費(fèi)的作用，他強(qiáng)調(diào)的是持久性

4、收入影響消費(fèi)支出，而暫時(shí)性收入對(duì)消費(fèi)支出的影響是通過(guò)對(duì)持久收入的影響而發(fā)生的，它的變動(dòng)只會(huì)引起消費(fèi)的波動(dòng)，消費(fèi)時(shí)持久性收入的穩(wěn)定函數(shù)，而且消費(fèi)的邊際傾向沒(méi)有遞減。因此，消費(fèi)不完全取決于現(xiàn)期收入。但是，經(jīng)濟(jì)學(xué)家大量經(jīng)驗(yàn)觀察說(shuō)明，消費(fèi)更多依賴于現(xiàn)期收入，主要原因有兩個(gè)：一是當(dāng)居民收入下降或擔(dān)心失業(yè)時(shí)，他可能會(huì)推遲或削減耐用品購(gòu)買,現(xiàn)期消費(fèi)就減少；二是當(dāng)居民收入下降時(shí)，消費(fèi)信貸會(huì)受到配額限制，他就不得不削減現(xiàn)期消費(fèi)。簡(jiǎn)要的說(shuō)，一種強(qiáng)調(diào)現(xiàn)期消費(fèi)主要取決于現(xiàn)期收入。事實(shí)表明，兩種因素同時(shí)對(duì)消費(fèi)起著作用。凱恩斯主義消費(fèi)函數(shù)，強(qiáng)調(diào)現(xiàn)期消費(fèi)主要取決于現(xiàn)期收入，隨著可支配收入增加，消費(fèi)也增加。另一種面向未來(lái)的消

5、費(fèi)函數(shù)，強(qiáng)調(diào)消費(fèi)對(duì)一生總財(cái)富的依賴，以及儲(chǔ)蓄在穩(wěn)定消費(fèi)中的作用。本文的研究將從更為具體的角度來(lái)檢驗(yàn)和充實(shí)現(xiàn)有理論，促進(jìn)現(xiàn)有理論近一步發(fā)展。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，居民的消費(fèi)水平快速提高。不管從宏觀還是微觀來(lái)分析，我國(guó)居民最終消費(fèi)支出都直接影響到我國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行及整個(gè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以對(duì)我國(guó)居民最終消費(fèi)支出的問(wèn)題進(jìn)行研究是必不可少的，而且十分重要。三、影響我國(guó)居民消費(fèi)的因素的實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)的搜集和處理本文采集了 1978 年2012年的數(shù)據(jù)(下表)，建立線性模型：其中：被解釋變量：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值解釋變量：居民消費(fèi)水平；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入； 農(nóng)村居民家庭平均每人純收入；人口自然增

6、長(zhǎng)率；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。1978 年改革開(kāi)放以后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)體制與運(yùn)行機(jī)制有了很大的改變，人民生活水平也有了極的提高，這一時(shí)期的數(shù)據(jù)能更好地反映居民消費(fèi)水平的變化。我國(guó)居民消費(fèi)水平及相關(guān)因素?cái)?shù)據(jù)表年份居民消費(fèi)水平Y(jié)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X1城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入X2農(nóng)村居民家庭平均每人純收入（X3）人口自然增長(zhǎng)率（X4）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X5）1978年1843,645.22343.4133.612100.71979年2084,062.58405160.211.61101.91980年2384,545.62477.6191.311.87107.51981年2644,891.565

7、00.4223.414.55102.51982年2885,323.35535.3270.115.681021983年3165,962.65564.6309.813.291021984年3617,208.05652.1355.313.08102.71985年4469,016.04739.1397.614.26109.31986年49710,275.18900.9423.815.57106.51987年56512,058.621,002.10462.616.61107.31988年71415,042.821,180.20544.915.73118.81989年78816,992.321,373.9

8、0601.515.041181990年83318,667.821,510.20686.314.39103.11991年93221,781.501,700.60708.612.98103.41992年1,11626,923.482,026.6078411.6106.41993年1,39335,333.922,577.40921.611.45114.71994年1,83348,197.863,496.201,221.0011.21124.11995年2,35560,793.734,283.001,577.7010.55117.11996年2,78971,176.594,838.901,926.10

9、10.42108.31997年3,00278,973.035,160.302,090.1010.06102.81998年3,15984,402.285,425.102,162.009.1499.21999年3,34689,677.055,854.002,210.308.1898.62000年3,63299,214.556,280.002,253.407.58100.42001年3,887109,655.176,859.602,366.406.95100.72002年4,144120,332.697,702.802,475.606.4599.22003年4,475135,822.768,472.

10、202,622.206.01101.22004年5,032159,878.349,421.602,936.405.87103.92005年5,596184,937.3710,493.003,254.905.89101.82006年6,299216,314.4311,759.503,587.005.28101.52007年7,310265,810.3113,785.804,140.405.17104.82008年8,430314,045.4315,780.804,760.605.08105.92009年9,283340,902.8117,174.705,153.204.8799.32010年10

11、,522401,512.8019,109.405,919.004.79103.32011年12,570473,104.0521,809.806,977.304.79105.42012年14,098519,470.1024,564.707,916.604.95102.6數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒. 中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng) （二）模型估計(jì)與檢驗(yàn)1. 影響居民消費(fèi)水平的單因素分析（1）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)水平的影響一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與居民消費(fèi)水平有很大的聯(lián)系，為了研究居民消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系，我們把國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代表性指標(biāo)。因此，我們?cè)O(shè)定居民消費(fèi)水平與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系為：

12、運(yùn)用OLS 法估計(jì)模型參數(shù)，結(jié)果如下：(73.88567) (0.000410) t = (6.413198) (64.03477)其中，可決系數(shù)從回歸結(jié)果可以看出，可決系數(shù)很高，模型的擬合優(yōu)度很好，這表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值確實(shí)對(duì)居民消費(fèi)水平有顯著影響。GDP每增長(zhǎng)1億元，居民消費(fèi)水平平均增加0.026元。（2）居民人均收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響如果說(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是宏觀影響因素，那么居民的人均收入就是微觀影響因素。由于我國(guó)城鄉(xiāng)差距比較顯著，消費(fèi)水平也會(huì)有很大差距，于是在這里分別考察了城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配和農(nóng)村居民家庭平均每人純收入對(duì)消費(fèi)水平的影響。它們與居民消費(fèi)水平的關(guān)系為：運(yùn)用 OLS 法估計(jì)結(jié)果

13、如下：a.城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響 (41.15895) (0.004521) t = (-0.616138) (123.1428)其中，可決系數(shù)b. 農(nóng)村居民家庭平均每人純收入對(duì)消費(fèi)水平的影響 (45.34930) (0.015641) t = (-7.320599) (116.5027)其中，可決系數(shù)由數(shù)據(jù)分析的結(jié)論可知，農(nóng)村居民家庭平均每人純收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響大大超過(guò)了城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響。造成這種情況的主要原因有以下幾點(diǎn): 第一，我國(guó)是農(nóng)民人口占絕大多數(shù)的國(guó)家，而居民消費(fèi)水平是以人口數(shù)為權(quán)數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算而得到

14、的；第二，農(nóng)村居民的消費(fèi)動(dòng)力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)民。根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)59%以上為貧困；50%59%為溫飽；40%50%為小康；30%40%為富裕；低于30%為最富裕。1978年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)分別為 575%和677%，也就是說(shuō)城鎮(zhèn)居民只屬于勉強(qiáng)溫飽，農(nóng)村居民則處于絕對(duì)貧困。然而到2012年農(nóng)村居民家庭的恩格爾系數(shù)降至39.3%，而城鎮(zhèn)居民家庭的恩格爾系數(shù)則降至36.2%，可見(jiàn)農(nóng)村居民目前的消費(fèi)需求大于城鎮(zhèn)居民。（3）人口自然增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)水平的影響人口的多少與消費(fèi)水平的高低有密切的關(guān)系。在人口數(shù)量一定的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，消費(fèi)品數(shù)量越多，那么居民消費(fèi)水平就會(huì)

15、越高；反之，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平穩(wěn)定的條件下，人口數(shù)量的多少就決定著消費(fèi)水平的高低。因此，下面以人口自然增長(zhǎng)率為解釋變量，設(shè)為進(jìn)行回歸分析?；貧w估計(jì)結(jié)果如下： (952.5085) (88.15822) t = (12.14980) (-9.131882)其中，可決系數(shù)回歸結(jié)果表明，人口每增長(zhǎng)1% ，居民消費(fèi)水平平均下降805.0505元。其主要原因是我國(guó)人口基數(shù)大，即使增長(zhǎng)率很低，也使得以人口平均來(lái)計(jì)算的居民消費(fèi)水平有顯著性變動(dòng)。（4）消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)水平的影響按經(jīng)濟(jì)理論分析，物價(jià)越高，越會(huì)抑制人們的消費(fèi)，消費(fèi)水平會(huì)越低。故在此引入消費(fèi)物價(jià)指數(shù)進(jìn)行回歸分析?；貧w估計(jì)結(jié)果如下：從結(jié)果看出，可決

16、系數(shù)很低，t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。盡管從經(jīng)濟(jì)背景分析來(lái)看，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)可能影響消費(fèi)水平，但回歸結(jié)果顯示并非如此，這可能與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)誤差以及估計(jì)方法有關(guān)系。2.影響居民消費(fèi)水平的多因素分析(多重共線性檢驗(yàn))在前面分析的基礎(chǔ)上，將所有對(duì)居民消費(fèi)水平影響顯著的解釋變量( 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)除外) 放進(jìn)同一個(gè)模型，進(jìn)行多元回歸分析，結(jié)果如下：從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值 =31012.87值很大，說(shuō)明模型在整體上線性回歸擬合較好，但常數(shù)項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著，表明模型中解釋變量存在多重共線性。以下是各變量之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)：由表中數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，lnx2與lnx3間存在高度相關(guān)性。變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值0

17、.0262380.5567411.822273-805.0505t 統(tǒng)計(jì)量64.03477123.1428116.5027-9.131882R20.9920160.9978290.9975750.716474由上表可知、的可決系數(shù)最大，所以將、放入同一模型進(jìn)行回歸，得到結(jié)果：從此表容易看出，參數(shù)估計(jì)值符號(hào)沒(méi)有改變，均有改善，檢驗(yàn)結(jié)果顯著，將可決系數(shù)第三大的加入，再次進(jìn)行回歸，得到結(jié)果：可以看出，的t檢驗(yàn)數(shù)不顯著，剔除，將加入、再次進(jìn)行回歸，得到結(jié)果:可以看出，的 t 檢驗(yàn)數(shù)不顯著，剔除。經(jīng)過(guò)以上修正，最后修正多重共線性影響后的回歸結(jié)果為:(33.40862) (0.037120) (0.121

18、512) t= (-5.308684) (7.835351) (7.184268)=0.999169 F=19236.88 D.W.=0.4672183.異方差性檢驗(yàn)：White 檢驗(yàn)經(jīng) white 檢驗(yàn)， = 35*0.626001=21.91，該值大于5%顯著性水平下、自由度為5的分布的相應(yīng)臨界值，因此，拒絕同方差的原假設(shè)，所以存在異方差。經(jīng)過(guò)加權(quán)最小二乘法運(yùn)用多個(gè)權(quán)數(shù)驗(yàn)證效果均不理想，故采用對(duì)數(shù)變換得到如下結(jié)果:(0.029543) (0.042376) (0.047858)t= (-20.94830) (16.68169) (7.025932)= 0.999582 DW = 1.255

19、074 F = 38285.82因?yàn)?1.58 DW 2.42，所以無(wú)自相關(guān)。四、提高居民消費(fèi)水平的對(duì)策建議根據(jù)以上分析，可以看出提高居民消費(fèi)水平的根本途徑是大力發(fā)展生產(chǎn)力。在大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加城鄉(xiāng)居民可支配收入的同時(shí)，必須嚴(yán)格控制人口增長(zhǎng)。為此，我們可以采取以下措施:(一)提高居民整體收入水平，特別是農(nóng)村居民收入水平中國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村居民收入水平低是居民消費(fèi)水平難以提高的重要原因。切實(shí)提高農(nóng)民收入，不僅是農(nóng)民由溫飽進(jìn)入小康、改善農(nóng)民生活質(zhì)量的關(guān)鍵，也是刺激消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展的重要著力點(diǎn)。1調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。調(diào)整和優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效農(nóng)業(yè)，這是

20、當(dāng)前增加農(nóng)村居民收入的關(guān)鍵措施。調(diào)整結(jié)構(gòu)的重點(diǎn)是改善農(nóng)產(chǎn)品品種，提高質(zhì)量，增加效益。一是要抓住當(dāng)前農(nóng)產(chǎn)品供給充足的時(shí)機(jī)，加快調(diào)整糧食品種結(jié)構(gòu)；二是大力發(fā)展畜牧業(yè)。畜牧業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中處于“前拉后帶”的重要環(huán)節(jié)，搞好畜牧業(yè)，可以促進(jìn)種植業(yè)，帶動(dòng)加工業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)化增值。三是發(fā)揮種植業(yè)傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)，發(fā)展農(nóng)林牧漁業(yè)和名、特、優(yōu)、新產(chǎn)品，農(nóng) 產(chǎn)品也要提高品牌意識(shí)，靠品牌開(kāi)拓市場(chǎng)。2依靠科技進(jìn)步，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。在當(dāng)前增收困難的情況下，降低生產(chǎn)成本，減少農(nóng)民的支出也是增加農(nóng)民收入的一條重要途徑。目前，由于技術(shù)相對(duì)落后，我國(guó)農(nóng)業(yè)資源的利用率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家水平，特別是農(nóng)民在用水、用電、用地等很多方面，缺乏科學(xué)指導(dǎo)，浪費(fèi)嚴(yán)重。3推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，建立有利于農(nóng)民增收的產(chǎn)業(yè)體系和利益機(jī)制。推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，應(yīng)突出抓好農(nóng)產(chǎn)品基地建設(shè)，培育龍頭企業(yè)，建立利益機(jī)制，完善社會(huì)化服務(wù)體系等幾個(gè)關(guān)鍵環(huán)節(jié)。4切實(shí)減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)。在逐步減少農(nóng)業(yè)稅以外的農(nóng)村各項(xiàng)收費(fèi)項(xiàng)目和數(shù)額的同時(shí)，把真正應(yīng)由農(nóng)民承擔(dān)的合