1 引 言
居民消費水平是按國民收入或國內(nèi)生產(chǎn)總值的使用總量中用于居民消費的總額除以年平均人口計算得到的，它反映一個國家或地區(qū)居民的一般消費水平。居民消費水平是ＧＤＰ中的重要組成部分，是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，一直是經(jīng)濟學家關(guān)注的焦點和研究的熱點。它是指一個國家一定時期內(nèi)人們在消費過程中對物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。
改革開放以來，我國經(jīng)濟持續(xù)、高速發(fā)展，居民消費水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)也在發(fā)生變化，對其消費水平進行研究，具有重要的經(jīng)濟意義。本文以我國城鎮(zhèn)居民消費水平為研究對象，對其影響因素進行深入研究，建立城鎮(zhèn)居民消費水平和影響因素之間關(guān)系的計量經(jīng)濟模型，運用１９７８－２００９年間的數(shù)據(jù)進行實證分析，研究各影響因素對居民消費水平的影響效應(yīng)，并對模型進行檢驗，驗證模型的正確性。
2 城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素的選擇
影響消費的因素有很多，比如居民的收入、物價水平、經(jīng)濟增長、個人消費偏好、利率水平、家庭財產(chǎn)狀況、消費者年齡構(gòu)成、風俗習慣等。收入是影響消費的最重要因素，本文考慮城鎮(zhèn)居民的人均收入對消費水平的影響。商品價格對消費的影響也很重要，而居民消費價格指數(shù)是綜合反映商品價格變動的相對數(shù)，所以應(yīng)將城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)作為一個影響因素。國內(nèi)生產(chǎn)總值是公認的衡量國家經(jīng)濟狀況的指標，因此要選擇人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為居民消費水平計量分析的影響因素之一。同時，居民消費水平既受當前收入水平影響之外又受前期消費水平的影響，因此前一期居民消費水平也作為影響因素進行研究。
綜上所述，本文以分析我國城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素為目的，選擇了１９７８－２００９年的數(shù)據(jù)為樣本。城鎮(zhèn)居民消費水平作為解釋變量（Ｙ）。城鎮(zhèn)居民人均收入（Ｘ１）、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（Ｘ２）、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Ｘ３）、上一期居民消費水平（Ｘ４）。
3 數(shù)據(jù)的搜集與模型的建立
?。常?城鎮(zhèn)居民消費水平的多因素分析
利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０軟件進行分析，采用最小二乘法進行回歸分析和統(tǒng)計檢驗。由散點圖觀察變量間的關(guān)系，可以看出自變量和因變量間呈線性關(guān)系，因此，設(shè)定模型為：
y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+εi（1）
式中，x4為上一期城鎮(zhèn)居民消費水平，為被解釋變量滯后一期生成；εi為隨機誤差項。運用最小二乘法估計模型參數(shù)，得到的回歸方程如式（2）。
y=-21.068+0.231x1-0.395x2+0.115x3+0.299x4
從回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.999 9，擬合優(yōu)度非常高。Ｆ統(tǒng)計量＝５６ ６６３．５２，模型總體顯著。解釋變量x2的ｔ統(tǒng)計量沒有通過檢驗，初步判斷方程中存在著多重共線性。
?。常?模型的修正
采用逐步回歸法消除多重共線性。將被解釋變量分別與每一個解釋變量進行回歸分析，結(jié)果如下：
?。ǎ保﹜=-169.467+0.591x1
?。ǎ常保担担?（６９．６７１）此處數(shù)據(jù)為對應(yīng)參數(shù)的ｔ統(tǒng)計量數(shù)值，以下相同。R2=0.993 8，Ｆ＝４ ８５４．１８４。
（２）y=-1 708.702+14.306x2
?。ǎ保常担叮保?（３９．５４９） Ｒ２＝０．９８１，Ｆ＝１ ５６４．１４９。
（３）Y=326.718+0.360x3
?。ǎ矗叮矗常?（４８．０９８） R2=0.987，Ｆ＝２ ３１３．３９９。
?。ǎ矗﹜=25.327+1.109x4
（０．６７７） （９７．８９４） R2=0.997，Ｆ＝９ ５８３．３７２。
上述4個一元一次方程中，可決系數(shù)從大到小依次為x４，x１，x３，x2，說明對于被解釋變量城鎮(zhèn)居民消費水平而言，上一期城鎮(zhèn)居民消費水平對其影響最大，其次為城鎮(zhèn)居民人均收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費價格指數(shù)。因此，以上一期城鎮(zhèn)居民消費水平為基礎(chǔ)，依次加入其他因素后可以獲得最終回歸方程，形式如下，具體參數(shù)見表２。
y=22.240+0.294x4+0.249x1+0.115x3
從回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.999 9，擬合優(yōu)度非常高。Ｆ統(tǒng)計量＝７３ ５４３．１８，模型總體顯著。各解釋變量的ｔ統(tǒng)計量在α=0.05時均通過檢驗，模型有效。
由數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知：上一期城鎮(zhèn)居民消費水平增長１元，城鎮(zhèn)居民消費水平平均增長０．２９４元。城鎮(zhèn)居民人均收入每增長１元，城鎮(zhèn)居民消費水平平均增長０．２４９元。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長１元，城鎮(zhèn)居民消費水平平均增長０．１１５元。這說明增加居民人均收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對拉動居民消費水平作用明顯。
4 模型的檢驗
?。矗?檢驗變量的平穩(wěn)性
經(jīng)典計量經(jīng)濟學理論是建立在時間序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，因此要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。采用ＡＤＦ檢驗方法對各變量進行單位根檢驗，結(jié)果如表３所示。
注：（Ｃ，Ｔ，Ｋ）表示ＡＤＦ檢驗式是否包含常數(shù)項、時間趨勢項以及滯后期數(shù)。
單位根檢驗結(jié)論表明，解釋變量和被解釋變量的時間序列均存在單位根，２次差分后在１％的顯著性水平上通過ＡＤＦ平穩(wěn)性檢驗，因此各變量為二階單整過程。
不平穩(wěn)的時間序列不能直接進行回歸分析，要先對變量進行協(xié)整檢驗，觀察變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，沒有協(xié)整關(guān)系的單整變量的回歸為偽回歸。協(xié)整檢驗要求被解釋變量的單整階數(shù)要小于或者等于解釋變量的單整階數(shù)，有兩個或兩個以上的解釋變量的時候，解釋變量的單整階數(shù)要相同。如表３所示，被解釋變量Ｙ和解釋變量Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３、Ｘ４單整階數(shù)相同，因此可以做協(xié)整檢驗。
?。矗?協(xié)整檢驗
本文采用約翰遜協(xié)整檢驗對解釋變量城鎮(zhèn)居民消費水平和解釋變量人均國民收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗。檢驗結(jié)果如表４、５所示。
由表４、５可知，在５％的顯著性水平下，最大特征根檢驗和特征根跡檢驗都拒絕原假設(shè)，說明解釋變量和被解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。因此，本文建立的回歸模型不存在偽回歸問題。
?。矗?模型的評價
從檢驗結(jié)果可知，本文所建立模型通過了初步檢驗，解釋變量系數(shù)符號符合經(jīng)濟理論和預(yù)期，解釋變量和截距項的系數(shù)在５％的顯著性水平下均通過了ｔ檢驗，說明本文所考慮的解釋變量對被解釋變量具有非常明顯的影響。擬合優(yōu)度為０．９９９ ９，表明變量間相關(guān)程度非常高，方程擬合效果好。最終模型形式表明，前一期的居民消費水平、人均國民收入和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對居民消費水平的影響非常顯著，其中對前一期的居民消費水平影響最大。
5 結(jié) 論
本文對我國城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素進行了計量分析，居民消費水平受很多因素的影響。實證檢驗結(jié)果表明，對我國城鎮(zhèn)居民消費水平影響最大的因素是前一期的居民消費水平，其次為人均國民收入和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。因此，應(yīng)大力發(fā)展生產(chǎn)力，提高居民整體收入水平，提升我國國內(nèi)生產(chǎn)總值整體水平，改變居民消費觀念，刺激消費，挖掘更多潛在可實現(xiàn)的消費，促進經(jīng)濟健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展。
