居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析

魯萌

摘 要：眾所周知，改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生了改變。本文基于1995-2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)和回歸分析研究我國(guó)居民消費(fèi)變動(dòng)及其影響因素。實(shí)證結(jié)果表明，城市化率、保障水平均對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有正向影響。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi);影響因素;格蘭杰因果檢驗(yàn);回歸分析

0 引言

林毅夫、付才輝在《新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論》這本書(shū)中，對(duì)于中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率，從三個(gè)方面進(jìn)行了梳理，即：居民、企業(yè)和政府。根據(jù)研究方向僅涉及到居民部門(mén)，即從居民部門(mén)解釋消費(fèi)不足的已有研究邏輯和結(jié)論簡(jiǎn)要概括為：居民即便有錢(qián)，也不愿消費(fèi)、不敢消費(fèi)、不能消費(fèi)。不愿消費(fèi)可以理解為居民由于節(jié)儉習(xí)性、饑荒經(jīng)歷和特殊的節(jié)儉文化等原因從而不愿意消費(fèi);不敢消費(fèi)可以理解為預(yù)防性儲(chǔ)蓄、競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄等原因，程令國(guó)和張曄基于其研究認(rèn)為我國(guó)居民偏愛(ài)儲(chǔ)蓄的特性很可能與經(jīng)濟(jì)起飛前人們?cè)馐芪镔|(zhì)匱乏的經(jīng)歷有關(guān)，從而導(dǎo)致不敢消費(fèi);對(duì)于導(dǎo)致不能消費(fèi)的原因可能有流動(dòng)性約束，萬(wàn)廣華基于實(shí)證研究得出流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比重的上升以及不確定性的增加，造成中國(guó)目前低消費(fèi)增長(zhǎng)和內(nèi)需不足的結(jié)論?；诟邇?chǔ)蓄率問(wèn)題也引出見(jiàn)解即：不會(huì)消費(fèi)（一些人即使在有一部分可支配收入時(shí)也不知如何進(jìn)行花費(fèi)，去哪里或者是買(mǎi)什么東西從而進(jìn)行消費(fèi)）。根據(jù)以上涉及的問(wèn)題，本文將對(duì)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素進(jìn)行分析。

1 消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素

1.1 城市化率

城市化率指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀瑳r且一般而言，城鎮(zhèn)人口與農(nóng)村人口的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)有所差別。普遍認(rèn)為城鎮(zhèn)化率高的地方消費(fèi)水平也通常較高，即城鎮(zhèn)化率高意味著設(shè)施齊全、交通方便，從而拉動(dòng)消費(fèi)。故本文將城市率作為權(quán)衡消費(fèi)結(jié)構(gòu)的一個(gè)重要因素。

1.2 受教育水平

居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與其消費(fèi)觀念和消費(fèi)風(fēng)俗密切相關(guān)。在理論上，一個(gè)人受教育程度越高，其消費(fèi)、儲(chǔ)蓄觀念越科學(xué)，儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)的層次越高。況且受教育水平越高，人們除去基本衣食住行外還更加趨向于精神消費(fèi)。所以本文用國(guó)家對(duì)教育進(jìn)行的支出來(lái)衡量中國(guó)居民的受教育水平。

1.3 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

正如我們熟知的收入影響消費(fèi)，收入的多少也同樣影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。一般情況下，城鎮(zhèn)居民因?yàn)楣ぷ鬟x擇多樣、機(jī)會(huì)較多等原因從而影響整體居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。故本文將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為權(quán)衡消費(fèi)結(jié)構(gòu)的其中一個(gè)影響因素。

1.4 農(nóng)村居民人均純收入

同理，農(nóng)村居民因?yàn)榻煌ú话l(fā)達(dá)，工作機(jī)會(huì)不多從而導(dǎo)致收入受到影響，故人均純收入也作為權(quán)衡消費(fèi)結(jié)構(gòu)的另一個(gè)主要影響因素。

1.5 保障水平

人們的生活隨時(shí)會(huì)遭到如金融危機(jī)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、失業(yè)和疾病等各類(lèi)經(jīng)濟(jì)打擊的影響，從而充滿了不確定性。這些不確定性事件造成的結(jié)果會(huì)使居民的預(yù)期收入削減或意外支出增加。醫(yī)療保險(xiǎn)的普及或許可以促使居民增添非生活必需品的支出，從而順應(yīng)差別層次人群的消費(fèi)需求，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，啟動(dòng)多元消費(fèi)市場(chǎng)。本文以參加醫(yī)療保險(xiǎn)的人數(shù)作為保障水平的測(cè)算依據(jù)。

2 中國(guó)居民儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)定及假設(shè)

設(shè)是Y的估計(jì)值，是的估計(jì)值，ε是隨機(jī)誤差。假定：（1）因變量和每一個(gè)自變量都是線性關(guān)系;（2）誤差項(xiàng)互相獨(dú)立，服從正態(tài)分布且具備同方差性;（3）自變量之間相互獨(dú)立。

2.2 模型檢驗(yàn)

2.2.1 相關(guān)性檢驗(yàn)

對(duì)加權(quán)后的城市化率等5個(gè)影響因素進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，判斷變量之間的相關(guān)性。輸出結(jié)果顯示在置信度為1%下，相關(guān)性是顯著的，即加權(quán)后的居民消費(fèi)與影響因素X1（城市化率），X2（受教育程度），X3（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入），X4（農(nóng)村居民人均可支配收入），X5（保障水平）的相關(guān)性都較強(qiáng)。那么在1%顯著性水平下其通過(guò)檢驗(yàn)，接下來(lái)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，尋找變量間確定的因果關(guān)系。

2.2.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)因變量Y與5個(gè)自變量分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，選擇滯后階數(shù)為二階，即在顯著性水平為5%下，輸出結(jié)果有：（1）對(duì)于原假設(shè)Y不是X1（城市化率）的格蘭杰原因的P值為0.762，對(duì)于X1不是Y的格蘭杰原因的P值為0.018;（2）對(duì)于Y不是X2（受教育程度）的格蘭杰原因的P值為0.121，對(duì)于X2不是Y的格蘭杰原因的P值為0.746;（3）對(duì)于Y不是X3（城鎮(zhèn)居民人均可支配）的格蘭杰原因的P值為0.048，對(duì)于X3不是Y的格蘭杰原因的P值為0.509;（4）對(duì)于Y不是X4（農(nóng)村居民人均可支配收入）的格蘭杰原因的P值為0.144，對(duì)于X4不是Y的格蘭杰原因的P值為0.311;（5）對(duì)于Y不是X5（保障水平）的格蘭杰原因的P值為0.805，對(duì)于X5不是Y的格蘭杰原因的P值為0.001。總而言之在5%的顯著性水平下，X1（城市化率），X5（保障水平）這2個(gè)變量可以做為居民儲(chǔ)蓄的自變量，X2（受教育程度），X3（城鎮(zhèn)居民人均可支配），X4（農(nóng)村居民人均可支配收入）沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以剔除該自變量，因此利用2個(gè)自變量進(jìn)行實(shí)證分析。

2.3 回歸分析

2.3.1 模型擬合及回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)

2.3.2 回歸模型顯著性檢驗(yàn)

對(duì)多元回歸模型進(jìn)行模型顯著性檢驗(yàn)，得出輸出結(jié)果。同時(shí)得到R=0.9788，R2=0.958066，調(diào)整R2為0.952824，DW值為0.850218，初步判斷模型擬合效果良好。另外F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.000，小于5%，由自變量和因變量建立的線性關(guān)系回歸模型具備明顯的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義而言，說(shuō)明回歸模型線性關(guān)系顯著，擬合良好。

2.3.3 回歸預(yù)測(cè)

由回歸分析擬合模型得出居民收入與自變量之間的關(guān)系，通過(guò)查閱數(shù)據(jù)可知2017年X1=0.5852，X2=13432.4，Y1=22935.0，代入回歸模型中，算出2017年居民消費(fèi)分組數(shù)據(jù)加權(quán)后的居民收入為Y2=23032.4，同時(shí)將2011-2017年間的居民消費(fèi)代入模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，其結(jié)果與真實(shí)值相比較，從而判斷擬合出的模型的準(zhǔn)確率。由預(yù)測(cè)結(jié)果可知，預(yù)測(cè)誤差（2011）=-181.1，預(yù)測(cè)誤差（2012）=141.5，預(yù)測(cè)誤差（2013）=821.4，預(yù)測(cè)誤差（2014）=736.9，預(yù)測(cè)誤差（2015）=1031.6，預(yù)測(cè)誤差（2016）=486.4，預(yù)測(cè)誤差（2017）=-97.4，其中，預(yù)測(cè)誤差=加權(quán)后居民收入-預(yù)測(cè)值。基于現(xiàn)實(shí)情況及理論分析可以看出，預(yù)測(cè)誤差在可以接受的范圍內(nèi)，擬合出的模型的可靠度較高。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以看出，受教育水平X2（教育支出）、城鎮(zhèn)居民人均可支配X3和農(nóng)村居民人均純收入X4不是影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的的因素，故沒(méi)有足夠的理由去解釋居民消費(fèi)的變動(dòng)。這也間接地說(shuō)明消費(fèi)結(jié)構(gòu)并非完全取決于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入的差別，也說(shuō)明，如今農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣也逐漸向著城鎮(zhèn)居民看齊，差別正在慢慢地減小，另外通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)看出教育支出對(duì)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的直接影響表現(xiàn)得不是很明顯。

通過(guò)回歸分析模型擬合可以看出，城市化率（X1）、保障水平（X5）均對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有正向影響（基于回歸模型可以看出）。主要表現(xiàn)為，X1（城市化率）、X5（保障水平）每增加1個(gè)單位，居民消費(fèi)分別增加29696.5，0.135977。意味著每提高一單位的城鎮(zhèn)化率，居民消費(fèi)將增加29696.5單位，同樣的國(guó)家對(duì)居民的保障水平每多關(guān)注一單位，居民消費(fèi)將增加0.135977單位。

3.2 建議

要大幅減少管制，其中包括對(duì)土地流轉(zhuǎn)的限制和人口遷徙的戶籍障礙，包括對(duì)產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入的管理和控制，必須實(shí)現(xiàn)要素的自由流動(dòng)以及釋放新的發(fā)展空間。

出臺(tái)政策使房?jī)r(jià)穩(wěn)定在恰當(dāng)?shù)奈恢茫@是由于在房?jī)r(jià)過(guò)高以及人口老齡化雙重影響下，城市活力將受到沉重的打擊，我們無(wú)法抗拒人口老齡化，但是我們必須盡快壓低城市過(guò)高的地租，否則，農(nóng)民買(mǎi)不起房子或者是買(mǎi)房子后沒(méi)錢(qián)消費(fèi)等貨幣消費(fèi)問(wèn)題和城市服務(wù)業(yè)成本過(guò)高等等一系列問(wèn)題會(huì)抑制城市化的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)性。

堅(jiān)持把不斷提高人民生活水平作為發(fā)展的根本出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)上努力提高城鄉(xiāng)居民的收入水平和生活質(zhì)量，保障全體人民共享改革發(fā)展成果。

參考文獻(xiàn)：

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