城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)比例的計(jì)量分析

羅宇琦

一、研究意義

我國正處于改革開放的轉(zhuǎn)型期,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為有很大變化,也伴隨著一些新特征。突出的表現(xiàn)就是居民消費(fèi)水平在不斷提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)在不斷升級。分析居民的消費(fèi)行為,有利于優(yōu)化資源配置,促進(jìn)生產(chǎn)和消費(fèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展,保證國民經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行和良性循環(huán)等。

閱讀相關(guān)參考文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)已有大量學(xué)者對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出方面進(jìn)行研究。同時(shí)備受關(guān)注的問題是,隨著經(jīng)濟(jì)的增長、居民收入的提高,我國居民消費(fèi)率卻持續(xù)走低,居民消費(fèi)傾向不足等。如何振興和發(fā)展消費(fèi)是我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展過程中不可忽視的問題。

二、數(shù)據(jù)和方法

本文通過分析收集的數(shù)據(jù)，運(yùn)用EViews軟件建立了回歸模型，對城鎮(zhèn)居民家庭在食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、醫(yī)療、交通、通信、文教娛樂等方面的消費(fèi)比例進(jìn)行計(jì)量分析。

收集的數(shù)據(jù)源于國家統(tǒng)計(jì)局1997-2016年城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)基本情況，具體數(shù)據(jù)包括人均可支配收入（y）、人均食品消費(fèi)支出（x1）、人均衣著消費(fèi)支出（x2）、人均居住的消費(fèi)支出（x3）、人均家庭設(shè)備和用品的消費(fèi)支出（x4）、人均醫(yī)療保健方面消費(fèi)支出（x5）、人均交通及通信的消費(fèi)支出（x6）、人均文教娛樂方面服務(wù)的消費(fèi)支出（x7）和人均其他消費(fèi)支出（x8）等九部分內(nèi)容。通過數(shù)據(jù)可以看出1997-2016年人均可支配收入和其他各方面消費(fèi)支出都增長得很快，1997年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收人5160.3元，而2016年達(dá)到了33616元.比1997年增長了6倍多；城鎮(zhèn)居民各方面人均消費(fèi)支出和1997年相比也有不同幅度的增長。

三、數(shù)據(jù)分析與模型建立

根據(jù)1997-2016年期間城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)和在食品、醫(yī)療、衣著等各方面人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews軟件做出散點(diǎn)圖，如圖1所示。

如圖1所示，隨著可支配收入的提高，各方面的人均消費(fèi)支出都有不同程度的增加，y與x1到x8存在線性關(guān)系，對此可以建立多元回歸模型：y=β0+β1χ1+β2χ2+β3χ3+β4χ4+β5χ5+β6χ6+β7χ7+β8χ8+u,其中β0到β8是模型參數(shù)，u是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。運(yùn)用最小二乘法（OLS）對建立起的多元回歸模型進(jìn)行分析，假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)u服從期望為0,方差為σ2的正態(tài)分布，根據(jù)Eviews軟件可以得出樣本數(shù)據(jù)的一般統(tǒng)計(jì)性特征，如表1：

圖1：人均可支配收入和各方面人均消費(fèi)支出的散點(diǎn)圖

表1：數(shù)據(jù)的一般統(tǒng)計(jì)特征

從表1中可以看出，JB統(tǒng)計(jì)量為2.003662，在顯著性水平α=0.05的情況下，χ2(9)=16.9190，而JB統(tǒng)計(jì)量=2.003662，＜χ2(9)表明JB統(tǒng)計(jì)量不顯著，因此不能拒絕原假設(shè),認(rèn)為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出回歸的殘差是服從正態(tài)分布，因此該回歸模型滿足最小二乘法的正態(tài)性假設(shè)。

運(yùn)用Eviews軟件用最小二乘回歸法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。得到結(jié)果如表2所示見表2：

得到的回歸方程為：

Y=-1831.466+2.5471X1-2.2693X2+1.4499X3+1.7688X4-2.6359X5+2.1358X6+2.7104X7+4.4341X8

(358.47)(0.4128)(1.3223)(0.1075)(1.0370)(1.5205)(0.7806)(0.7348)(1.6001)

[388.09][0.4879][1.6903][0.1184][1.1791][1.9809][0.8514][0.9337][1.6431]

R2=0.9998 n=20

表2：多元線性回歸方程

四、模型檢驗(yàn)與預(yù)測

1. 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

回歸線的擬合優(yōu)度表示所估計(jì)樣本回歸線對樣本數(shù)據(jù)擬合的優(yōu)劣程度，度量擬合程度優(yōu)劣的統(tǒng)計(jì)量是可決系數(shù)R?？蓻Q系數(shù)的取值范圍是（0，1），可決系數(shù)的值越接近1，表明模型對因變量擬合程度越高；本樣本中擬合優(yōu)度R=0.9998，表明回歸方程對樣本的擬合程度非常好。

2. 參數(shù)顯著性檢驗(yàn)

對于多元線性回歸方程中的參數(shù)b1，b3,，b6，b7，b8，的t統(tǒng)計(jì)量都大于2，尤其b1，b3,的t值明顯高于2，相對來說極其顯著，b2，b4，b5的t統(tǒng)計(jì)量雖然不到2但也接近，相對來說影響不是很顯著。總體來說樣本回歸的效果不錯(cuò)。

3. 有無異方差檢驗(yàn)

對模型做BP檢驗(yàn)，得到F統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P值為0.38，遠(yuǎn)大于0.05甚至0.1，這是拒絕原假設(shè)強(qiáng)有力的證據(jù)，也就是說所設(shè)定的模型不存在異方差。

五、結(jié)論和建議

1. 結(jié)論

通過以上分析可以看出城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和食品、醫(yī)療、文教、交通等幾方面人均消費(fèi)支出之間存在顯著的線性回歸關(guān)系。居民的可支配收入顯著影響消費(fèi)支出水平，隨著居民收入的增加，基本各方面消費(fèi)性支出也會有不同程度的增加，尤其是在食品消費(fèi)支出和居住消費(fèi)支出方面的影響較大。

因此可支配收入是影響消費(fèi)的主要因素。為改善居民生活水平，提高居民各方面消費(fèi)支出，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)實(shí)體的快速發(fā)展，可在增加居民的可支配收入方面進(jìn)行政策扶持。

2. 政策建議

1)增加低收入群體的收入。通過對低收入群體進(jìn)行教育培訓(xùn)，提高他們的就業(yè)技能，拓寬他們的收入來源，提高其生活水平。

2)完善相關(guān)消費(fèi)政策。大力拓展消費(fèi)領(lǐng)域，建立新的消費(fèi)增長點(diǎn)，可以采取有效措施加快服務(wù)業(yè)發(fā)展，以適應(yīng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，滿足人民群眾人民日益增長的美好生活需要。

3)建立和健全社會保障制度。豐富社會保障資金，擴(kuò)大社會保障范圍。政府應(yīng)采取積極有效的措施減輕民眾的生活負(fù)擔(dān).進(jìn)一步完善醫(yī)療、社保、教育等方面的公共服務(wù)。