中國國民消費(fèi)的影響因子分析

許靜 譚月嫄 楊超

摘要：從國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入三個(gè)方面考察各自對居民消費(fèi)額的彈性。構(gòu)建多元線性回歸模型，運(yùn)用eviews軟件對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并運(yùn)用t檢驗(yàn)對模型中的變量進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用F檢驗(yàn)對多個(gè)變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明：國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入都對居民消費(fèi)水平具有顯著影響;其中，國民生產(chǎn)總值對消費(fèi)水平的彈性最大，為1.27，財(cái)政收入對消費(fèi)水平的影響彈性最小，為-0.12。

關(guān)鍵詞：國民生產(chǎn)總值;固定資產(chǎn)投資;財(cái)政收入;居民消費(fèi);顯著性檢驗(yàn)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的跨越式發(fā)展，居民消費(fèi)水平得到了極大的提高。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費(fèi)額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數(shù)由0.54降低到2012年的0.36，農(nóng)村恩格爾系數(shù)由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的進(jìn)步，居民消費(fèi)水平得到了顯著提高。

關(guān)于居民消費(fèi)，國內(nèi)外學(xué)者做了很多研究。按區(qū)域劃分，有全國性的，也有區(qū)域性的;按內(nèi)容劃分，主要研究消費(fèi)的影響因素，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費(fèi)額與國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入與居民消費(fèi)的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取我國1990～2012年居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。搜集數(shù)據(jù)之后，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納整理，接著對數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對數(shù)處理。本文中，居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示：

三、模型構(gòu)建與求解

（一）構(gòu)建多元線性回歸模型

本文構(gòu)建多元線性回歸分析模型，以居民消費(fèi)額（C）為因變量，國民生產(chǎn)總值（G）、固定資產(chǎn)投資（K）和財(cái)政收入（I）為自變量，構(gòu)建的模型如下：

ln（C）=α·ln（G）+β·ln（K）+γ·ln（I）+ln（μ）

對模型進(jìn)行變形可得：

C=Gα·Kβ·Iγ·μ

其中，α，β，γ分別表示國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對居民消費(fèi)額的彈性系數(shù)。

（二）模型參數(shù)估計(jì)

將處理好的數(shù)據(jù)輸入到eviews軟件中，運(yùn)用多元線性回歸方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。Eviews分析結(jié)果如圖1所示：

通過圖1各變量的散點(diǎn)圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關(guān)關(guān)系，這說明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用eviews軟件對多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，可以很直觀地得出結(jié)果。本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示見表2：

由表2得出，本文的模型參數(shù)方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時(shí)，擬合優(yōu)度為0.999，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。

2. 模型估計(jì)評價(jià)

由上述結(jié)果可得，模型估計(jì)的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）

-2.89，在這個(gè)模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入與居民消費(fèi)是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)符合預(yù)期。同時(shí)α，β，γ表示的是彈性系數(shù)，不考慮數(shù)據(jù)的正負(fù)，可以看出國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)的影響最大，其次是固定資產(chǎn)投資對居民消費(fèi)的影響，最低的是財(cái)政收入的影響。

3. 對變量進(jìn)行t檢驗(yàn)

由于本文要對三個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，故應(yīng)該設(shè)立三個(gè)假設(shè)：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews結(jié)果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統(tǒng)計(jì)量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，這意味著三個(gè)變量都是顯著的。

4. 對變量進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)

依據(jù)上述結(jié)論，三個(gè)變量都是統(tǒng)計(jì)顯著，但是這并不意味著多個(gè)變量聯(lián)合顯著。本文接著檢驗(yàn)三個(gè)變量的聯(lián)合顯著性。假設(shè)：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量的分析，分析結(jié)果如表3所示：

由表3的分析結(jié)果可知，三個(gè)變量的F統(tǒng)計(jì)量為86.29，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設(shè)，也即三個(gè)變量是聯(lián)合顯著的。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用多元線性回歸模型，將居民消費(fèi)額作為因變量，國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入作為自變量，并對各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，同時(shí)將三個(gè)變量聯(lián)合起來進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)。通過計(jì)量分析，可以得到以下結(jié)論國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)是正向影響，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對居民消費(fèi)是負(fù)向影響。結(jié)果顯示，國民生產(chǎn)總值越多，居民消費(fèi)額越高;反之，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入越多，居民消費(fèi)額越少，這符合人們的預(yù)期。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增多時(shí)，人們用于消費(fèi)的收入減少，消費(fèi)減少;當(dāng)財(cái)政收入增加時(shí)，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費(fèi)的越少。

國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)的影響最大，財(cái)政收入對居民消費(fèi)的影響最小。分析結(jié)果表明，國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)影響彈性系數(shù)最大，這表明一單位國民生產(chǎn)總值的變化會影響比較大的居民消費(fèi);財(cái)政收入由于對居民消費(fèi)的彈性系數(shù)較小，一單位的財(cái)政收入變動對居民消費(fèi)的變動不是很大。

各個(gè)變量不僅單獨(dú)顯著，還聯(lián)合顯著。通過對各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明各個(gè)變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構(gòu)建聯(lián)合檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)變量聯(lián)合顯著，表明這三個(gè)變量都是影響居民消費(fèi)的要素。

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（作者單位：許靜，江西經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院;譚月嫄，江西師范大學(xué) 文學(xué)院;楊超，南昌大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）