中國居民消費水平影響因素的實證分析

劉金宇

摘要：文章研究中國居民消費水平的影響因素，收集了全國居民人均支出、農村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出，以及潛在的影響因素在1997～2016年間的數(shù)據(jù)。通過Pearson相關性分析變量之間的相關性后，對變量之間建立回歸模型，通過結果分析潛在因素對居民收消費水平的影響。最后，文章從提高國內生產(chǎn)總值和居民收入兩方面出發(fā)，提出相關建議以提高中國居民消費水平。

關鍵詞：居民消費水平;影響因素;回歸模型

一、研究背景

居民消費水平是指居民在物質產(chǎn)品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質產(chǎn)品和勞務的數(shù)量和質量反映出來。居民消費水平的提升具有重大的意義。一方面，居民消費水平間接地反映了一個國家居民的平均生活狀況，是衡量國民生活水平的重要指標。另一方面，居民消費水平對于國家經(jīng)濟的增長具有重要意義。

自改革開放以來，中國的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)快速發(fā)展趨勢，1978年至2011年間34年的GDP增長率各年平均值高達10%，國內生產(chǎn)總值從1978年的3678.7億元增長到2016年的741140.4億元，后者是前者的200倍之多。根據(jù)2018年1月18日官方公布的數(shù)據(jù)，中國在2017年的國內生產(chǎn)總值超過82萬億元，增長率為6.9%，超過了官方設定為6.5%的增長目標。中國經(jīng)濟的發(fā)展引起全球各國的關注，許多經(jīng)濟學者預計中國的國內生產(chǎn)總值將在10年內超過美國，成為全球第一大經(jīng)濟體。中國經(jīng)濟之所以能夠得到快速的發(fā)展，居民消費支出具有突出貢獻。中國的經(jīng)濟主要依靠“三駕馬車”拉動，分別是消費支出、投資、對外貿易，而其中消費支出是最為重要的。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計的數(shù)據(jù)，自1978年以來，消費支出對中國國內生產(chǎn)總值的增長貢獻了每年均超過30%，在部分年份的貢獻了甚至超過了90%。2017年，我國社會消費品零售總額達到36.6萬億元，比2016年凈增3.4萬億元，同比增長10.2%，這是社會消費品零售總額連續(xù)第14年實現(xiàn)兩位數(shù)增長，消費支出繼續(xù)發(fā)揮著拉動經(jīng)濟增長的基礎性作用。此外，2017年我國最終消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻率為58.8%，對經(jīng)濟增長的拉動力十分明顯。

本文在此背景下，研究對居民消費水平具有影響的因素，并提出相關建議，希望能對提升居民消費水平有所幫助。

二、變量選取

（一）概念闡述

1. 居民人均支出

一年中居民消費金額總數(shù)與居民人數(shù)的比值，該數(shù)值越高，說明居民的生活水平越高。

2. 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指城鎮(zhèn)居民得到的可用于最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的人均值，即居民可以用來自由支配的收入。

3. 農村居民人均純收入

農村居民家人均純收入指的是農村居民當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發(fā)生的費用后的收入總和與農村居民人數(shù)的比值。

之所以分別收集城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農村居民人純收入，是因為全國人均可支配收入僅從2013開始統(tǒng)計，因此本文分別收集這兩項數(shù)據(jù)，分別分析各自對居民消費支出的影響。從理論上分析，城鎮(zhèn)居民個人可支配收入或農村居民人均純收入越高，居民能用于自由支配的收入越高，那么用于消費支出也會隨之增加。

4. 三大產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值增加值

在中國，第一產(chǎn)業(yè)是指農、林、牧、漁業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)是指采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)、建筑業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)即服務業(yè)，是指除第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他行業(yè)。

理論上，居民消費支出對國家經(jīng)濟發(fā)展具有重大意義，而反過來，國家經(jīng)濟發(fā)展即國內生產(chǎn)總值得到增長，能創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位以及為居民帶來更高的收入水平，對居民的消費水平具有重要意義。本文分別收集第一、二、三產(chǎn)業(yè)的國內生產(chǎn)總值增加值，分析它們對城鎮(zhèn)居民消費支出和農村居民消費支出的影響。

（二）數(shù)據(jù)收集

本研究將通過時間序列數(shù)據(jù)，對全國居民人均支出、農村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出與潛在的影響因素逐個進行一元回歸模型的建立。因此，本研究在《中國統(tǒng)計年鑒》中分別收集全國居民人均支出、農村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出、國內生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、農村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄在1997年至2016年的數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)整理為表1。

三、實證分析

（一）相關性分析

在通過計量經(jīng)濟學建立一元回歸模型之前，本文先分別計算XXX與各個潛在的因素之間的相關系數(shù)，以此預先判斷變量之間的相關性，若相關性低可不再對該影響因素建立一元回歸模型。反之，若相關性高則進一步建立一元回歸模型。

判別兩個隨機變量之間相關性有多種指標，其中Pearson相關性使用最普遍。其計算公式為：

其中，Cov（X，Y）是變量X與Y的協(xié)方差，Var（X）是變量X的方差，Var（Y）是變量Y的方差。

具體的，Pearson相關系數(shù)的絕對值介于0.8和1之間，說明相關性極強;介于0.6和0.8之間，說明關系較強;介于0.4和0.6之間，說明關系中等;介于0.2和0.4之間，說明關系較弱;介于0和0.2之間，說明關系極弱或無相關關系。

本文分別選取全國居民人均支出、農村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出為被因變量（即被解釋變量），分別記為Y1、Y2、Y3;分別取國內生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、農村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄為自變量（即解釋變量），分別記為X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7。通過計算，變量之間的Pearson相關性如表2。

由結果可知，本文所選取的四個潛在的變量都與XXXX具有很高的相關系數(shù)，它們的Pearson相關系數(shù)都超過了0.9。因此，對這四個潛在的影響因素，本文都進一步進行回歸分析，分別與國內生產(chǎn)總值建立一元回歸模型。

（二）回歸分析

在變量間相關性較強的基礎上，本文進行回歸分析，模型設定如下：

lnYj=β0+β1lnXi（j=1，2，3;i=1，2，3，4，5，6，7）（2）

本文將建立全國居民人均支出與國內生產(chǎn)總值、全國居民人均儲蓄的回歸模型，農村居民人均支出與農村人均純收入、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的回歸模型，城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入、第三產(chǎn)業(yè)增加值的回歸模型。

運用運行Eviews軟件對以上收集到的數(shù)據(jù)分別進行一元線性回歸模型的建立，該過程中對參數(shù)的估計使用普通最小二乘估計。

1. 全國居民人均支出與國內生產(chǎn)總值

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間全國居民人均支出與國內生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY1=-1.567623+0.845499lnX1（3）

從運算結果看，X1的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X1對Y1的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.993618，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，國內生產(chǎn)總值（億元）每增加1%，預計使得全國居民人均支出（元）增加0.845499%。

2. 全國居民人均支出與全國居民人均儲蓄

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間全國居民人均支出與全國居民人均儲蓄的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY1=-0.296606+0.763450lnX7（4）

從運算結果看，X7的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X7對Y1的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.988454，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，全國居民人均儲蓄（元）每增加1%，預計使得全國居民人均支出（元）增加0.763450%。

3. 農村居民人均支出與農村人均純收入

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間農村居民人均支出與農村人均純收入的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-0.348749+1.023435lnX5（5）

從運算結果看，X5的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X5對Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.997972，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，農村人均純收入（元）每增加1%，預計使得農村居民人均支出（元）增加1.023435%。

4. 農村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間農村居民人均支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值

的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-3.156402+1.111428lnX2（6）

從運算結果看，X2的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X2對Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.989517，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，第一產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預計使得農村居民人均支出（元）增加1.111428%。

5. 農村居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間農村居民人均支出與第二產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY2=-1.128587+0.805107lnX3（7）

從運算結果看，X3的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X3對Y2的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.959224，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，第二產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預計使得農村居民人均支出（元）增加0.805107%。

6. 城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間城鎮(zhèn)居民人均支出與城鎮(zhèn)人均可支配收入的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY3=1.402607+0.845185lnX4（8）

從運算結果看，X4的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X4對Y3的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.993296，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，城鎮(zhèn)人均可支配收入（元）每增加1%，預計使得城鎮(zhèn)居民人均支出（元）增加0.845185%。

7. 城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值

通過在Eviews中輸入1997年至2016年之間城鎮(zhèn)居民人均支出與第三產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，運算得到兩者之間的一元回歸模型，模型為：

lnY3=2.052297+0.637477lnX4（9）

從運算結果看，X4的t檢驗P值為0，在α=0.01的情況下，P值小于α，拒絕參數(shù)為0的原假設，說明X4對Y3的影響顯著。此外，模型的可決系數(shù)R2即擬合程度為0.995115，數(shù)值非常高，說明模型擬合程度很好。

從擬合的模型結果看，第三產(chǎn)業(yè)增加值（億元）每增加1%，預計使得城鎮(zhèn)居民人均支出（元）增加0.637477%。

四、相關建議

結合以上實證分析的結果，本文得出以下兩大方面的建議。

（一）提高國內生產(chǎn)總值

居民消費水平至按常住人口平均計算的居民消費支出。即是居民在物質產(chǎn)品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。國內生產(chǎn)總值是按市場價格計算的國內生產(chǎn)總值的簡稱。它是一個國家所有常住單位在一定時期內生產(chǎn)活動的最終成果。國內生產(chǎn)總值增加，意味著國民經(jīng)濟水平提高，居民收入增加，居民的消費能力提升，消費水平隨之提高。反之，國內生產(chǎn)總值減少，居民的收入同步減少，消費水平降低。當前，大多數(shù)國家都致力提高居民的消費水平。經(jīng)研究，我國居民的消費水平與國內生產(chǎn)總值息息相關，要想提高我國居民的消費水平，可研究國內生產(chǎn)總值，使國內生產(chǎn)總值持續(xù)、穩(wěn)定、健康地發(fā)展，從而提高我國居民的消費水平。基于此，本文提出以下三點建議：

首先，農業(yè)是一個國家經(jīng)濟的基礎，農業(yè)穩(wěn)，天下安。沒有農業(yè)現(xiàn)代化就沒有國家現(xiàn)代化。農業(yè)不僅是影響國內產(chǎn)生總值的重要因素，同時也是國家長治久安的根基，而要想讓農業(yè)發(fā)展，必須要走農業(yè)深加工的道路，使農業(yè)更加現(xiàn)代化。我們可以采取增強農產(chǎn)品供給保障能力、構建農業(yè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系、加強農業(yè)基礎設施建設、培養(yǎng)新型農民等方法來加快推進農業(yè)現(xiàn)代化。

其次，通過提高生產(chǎn)效率提高國內生產(chǎn)總值。生產(chǎn)效率是指固定投入量下，制造的實際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出兩者間的比率。生產(chǎn)效率表面上是生產(chǎn)速度的快慢，實際上這是科學技術上的博弈。隨著時代的發(fā)展你和不斷進步，現(xiàn)在早已不是人力生產(chǎn)占主要的年代，在絕大多數(shù)生產(chǎn)都要依靠機械來完成的情況下，科學技術的高低也就意味著生產(chǎn)速率的快慢，所以我們要加大對技術創(chuàng)新的研究，以及對創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)和吸收，提高生產(chǎn)效率，從而提高國內生產(chǎn)總值。

最后，隨著一帶一路戰(zhàn)略的實施以及“引進來，走出去”的影響，我國的對外投資大幅增加，我國來自國外的勞動要素收入逐漸超出向國外支付的勞動要素收入，來自國外的勞動要素凈收入規(guī)模由負轉正并快速增長。這些都宣告著，外向型經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的地位正逐漸提升，所占比重也在不斷增加。此外，隨著絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路建設的推進，在新一輪全球化浪潮中我國對外開放水平將得到提升，居民收入將進一步增加，地區(qū)間差距將進一步縮小。

（二）提高居民收入

居民收入是指一個國家物質生產(chǎn)部門的勞動者在一定時期內創(chuàng)造的價值總和。居民的收入增加，消費能力提升，消費水平也會隨之提高。反之，如果收入降低，那么居民的消費能力也會減弱，消費水平也會降低。居民收入是影響居民消費水平的一個重要因素，而實現(xiàn)城鄉(xiāng)收入倍增是全面建成小康社會的重要目標之一。隨著收入分配改革的不斷深化，2018年來城鄉(xiāng)居民收入增長呈現(xiàn)一些新的特點。經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)對居民收入增加帶來了新的挑戰(zhàn)，新常態(tài)下應千方百計增加居民收入，不僅要深入推進一系列改革措施，也要進一步完善相關政策。

基于此，本文提出以下兩點建議：首先，通過科技進步提高收入。近年來，技術密集型行業(yè)和新興行業(yè)勞動報酬水平持續(xù)領先于傳統(tǒng)行業(yè)和勞動密集型行業(yè)，且保持較高水平的增長速度。由于技術進步和產(chǎn)業(yè)結構調整升級，第三產(chǎn)業(yè)逐漸崛起，技術性收入日漸成為居民重要的收入增長點。可見，科學技術的進步逐漸影響著居民收入的高低，所以加大對科學研究的投資力度，注重對創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)和吸收，從而提高科技水平，才能促進各行業(yè)快速發(fā)展，提高居民的收入。

其次，減少貧富差距。根據(jù)相關統(tǒng)計，2016年中國的基尼系數(shù)高達0.465，說明貧富差距較為嚴重，大部分財富集中在少部分富人手中。然而，收入在中等及中等以下收入水平的居民才是消費的主力，因此如何縮小貧富差距，提高中等及以下收入水平居民的收入至關重要。一方面，統(tǒng)籌區(qū)域的發(fā)展。中國中西部與東部的經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大，城鄉(xiāng)之間發(fā)展水平也存在很大差距，因而導致不同區(qū)域、以及城鄉(xiāng)之間居民收入水平的較大差距。國家應統(tǒng)籌好區(qū)域以及城鄉(xiāng)的發(fā)展，對于貧困地區(qū)、農村給予政府資金扶持，拉動地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以及提高居民收入。另一方面，加強財富監(jiān)督力度，保證稅收公平。稅收是國家二次分配、縮小財務收入差距的重要手段，然而實際情況中，收入較高的人群中不乏逃稅、漏稅的問題。因此國家應制定嚴格的稅收征收體系，加強對高收入人群的稅收征收監(jiān)察力度。在此基礎上，通過二次分配，對低收入人群進行財政補助。

五、總結

居民消費水平間接地反映了一個國家居民的平均生活狀況，并且對國家經(jīng)濟的增長具有重要意義。本文通過收集相關數(shù)據(jù)并進行實證分析，研究中國居民消費水平的影響因素。數(shù)據(jù)方面，本文以全國居民人均支出、農村居民人均支出、城鎮(zhèn)居民人均支出三項變量分別作為因變量，并以國內生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、農村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均儲蓄等變量作為自變量，各項變量收集了在1997年至2016年間的數(shù)據(jù)。實證分析中，本文先通過Pearson相關性分析變量之間的相關性，確定變量之間具有很強的相關性后，對變量之間建立一元回歸模型，并通過模型的結果分析潛在因素對居民收消費水平的影響。最后，本文從提高國內生產(chǎn)總值和居民收入兩方面出發(fā)，提出相關建議以提高中國居民消費水平。

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