我国居民消费水平影响因素分析

2024年3月11日发(作者：全新奥迪q2l怎么样)

市场/贸易

叶合作经济与科技曳No.1s圆园21

我国居民消费水平影响因素分析

□文/彭思维

（西南大学西塔学院重庆）

［提要］21世纪以来，投资、消费、出口“三驾马车”推动我国经济高速发展，但我国经济增长存在过度依赖出口，内需方面也

以固定资产投资为主的短板。本文基于经济学关于消费的基本理论，采用计量经济学分析方法，使用Eviews软件对影响居民消费

水平的因素进行参数估计和检验。根据回归结果得出结论：我国经济发展的结构性矛盾仍较为突出，存在城乡居民收入差距较大、

收入分配不合理等问题，抑制社会消费水平的进一步提高，并就此提出政策建议。

关键词：居民消费；影响因素；回归分析

中图分类号：F126.1文献标识码：A

收录日期：2020年9月22日

一、引言

本文主要研究我国2000耀2019年居民消费水平的影响因

素。为实现我国经济新常态下高质量发展，更好地扩大内需促

进消费，有必要对影响我国居民消费水平的因素进行实证研

究，分析各因素对消费的影响程度和作用途径，以期得出针对

性的对策。

二、影响居民消费水平的主要因素实证分析

（一）模型建立。为了研究影响我国居民消费的因素，根据

经典消费理论及相关文献研究，本文认为影响我国居民消费水

平的主要因素有城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收

入、国内生产总值、M2货币供应量、政府财政支出、基尼系数。

我们将居民人均消费支出（元）设为被解释变量y、城镇居

民人均可支配收入（元）设为解释变量x

1

、农村居民人均纯收入

（元）设为解释变量x

2

、国内生产总值（亿元）设为解释变量x

3

、

货币和准货币（M

2

）供应量（亿元）设为解释变量x

4

、财政支出

（亿元）设为解释变量x

5

、基尼系数设为x

6

。作为模型设定为：

y=c+茁

1

x

1

+茁

2

x

2

+茁

3

x

3

+茁

4

x

4

+茁

5

x

5

+茁

6

x

6

+滋（1）

本文收集2000耀2019年20年间我国经济指标对应模型变

量的20个观测值，居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收

入、农村居民纯收入、国内生产总值、M

2

货币供应量、政府财政

支出的数据均来源于国家统计局历年统计年鉴，基尼系数数据

来源于《中国住户调查统计年鉴》以及国家统计局相关发布。另

外，收集居民消费价格指数（1978=100）作为变量数据名义价格

调整为实际价格的工具，设为x

7

。

（二）参数估计

1、模型估计。我们假设计量模型及其扰动项均满足各项古

典假设，使用普通最小二乘法估计参数，建立消费函数回归模

型，使用Eviews8.0软件进行多元回归，令其为（2）式，得到结果

如下：

0.007541x

4

-0.063010x

5

-751.9219x

6

y=714.2168-0.144989x

1

+1.296627x

2

+0.012726x

3

+

2、模型检验。简单分析判断，x

1

、x

6

在显著性水平琢=0.05的

水平下p值不显著。且经过理论分析变量x

1

、x

2

与被解释变量

变动关系应当正相关，x

1

、x

2

变量系数不符合经济学意义，认为

该模型可能存在违背古典假设的偏误，接下来进行相关检验与

修正。

（三）多重共线性检验与修正。多重共线性是指计量模型中

各解释变量之间由于相关关系导致模型发生估计偏误。常见检

验多重共线性的方法有：直观判断法、简单相关系数法、逐步回

归法等。常见修正方法有经验方法修正、逐步回归法等，通常解

释变量之间相关系数大于0.8则认为有较强的多重共线性，本

文采取简单相关系数法进行判断，输出结果显示x

1

、x

2

、x

3

、x

4

、x

5

变量间存在较强的多重共线性。

本文采用经验方法和逐步回归两种方法修正模型的多重

共线性。首先，对各解释变量使用居民物价指数调整为实际价

格，再将回归方程两边取对数，即：lnpy=log（y/x

7

）、lnpx

1

=log（x

1

/

（x

5

/x

7

）、lnpx

6

=log（x

6

/x

7

）。其次，进行逐步回归。回归结果发现，当

lnpx

6

作为解释变量建立回归方程回归结果相对较好。于是，建

立修正模型为：

lnpy

1

=0.232736+0.201161lnpx

1

+0.829489lnpx

2

（3）

0.784419lnpx

5

-0.753935lnpx

6

（4）

x

7

）、lnpx

2

=log（x

2

/x

7

）、lnpx

3

=log（x

3

/x

7

）、lnpx

4

=log（x

4

/x

7

）、lnpx

5

=log

lnpx

1

与lnpx

2

作为解释变量建立回归方程，lnpx

3

、lnpx

4

、lnpx

5

、

lnpy

2

=-8.656821+0.630321lnpx

3

+0.862147lnpx

4

-

将原模型分为两个模型分别进行回归。所有解释变量均通

过显著性水平琢越0.05的水平下的显著性检验，A原R

2

分别为

（0.999309和0.998216），初步显示模型拟合较好，且各解释变

量系数均符合经济学意义。

（四）异方差性检验。异方差性是指被解释变量观测值的分

散程度随着解释变量变化而变化，使得模型估计违背经典线性

回归基本假设。本文采取White检验法，对两个一次修正过的

回归方程进行White检验。（3）式模型伴随概率为p=0.0627，

（3）式模型伴随概率p=0.5031，在给定显著性水平琢=0.05下，

两式模型伴随概率均大于0.05，所以模型中不存在异方差。

（五）序列相关的检验与修正。序列相关又称自相关，指回

归模型中扰动项之间存在着相关关系。序列相关的检验方法有

图示检验法、DW检验法、Breusch原Godfrey检验法等。本文采取

DW

（

检验法。

3）式模型由回归结果可知DW越0.741591，在给定显著性

水平琢=0.05下，样本容量为20，变量数为2个，查DW统计表

可知dL=1.100，dU=1.537，说明模型存在一阶正自相关。

采用Cochrane-Orcutt迭代法对其进行修正，根据AR（1）

的回归系数得出籽赃hat=0.769534，故修正后的估计结果为：

（

lnpy

1

1-0.769534L

=-0.126787+0.417839lnpx

1

）籽

+0.661798lnpx

2

（5）

t

再次采用Breusch原Godfrey

=v

t

_hat（

检验，设定滞后阶数为

6）

1阶，得

到其伴随概率为p=0.6933跃0.05，不拒绝原假设，且RESID（-1）

的伴随概率p=0.7390不显著，故修正后的模型不存在序列相

关。

估计结果整理得：

1

（-0.126787

lnpy

1

）

=0.417839lnpx

+0.769534lnpy

1

+0.661798lnpx

2

+（1-0.769634）伊

0.769534伊0.661798lnpx

t-1t-1

-

2

t-1

（7）

-0.769534伊0.417839lnpx

1

（4）式模型DW越1.671826，在给定显著性水平琢=0.05下，

查DW统计表可知dL=0.894，dU=1.828，DW检验失效，对其进

行Breusch原Godfrey检验，对比不同滞后阶数下AIC、SC、HQC

信息准则大小，发现滞后2阶信息准则最小，故选用滞后2阶

的结果，其伴随概率为p=0.1302跃0.05，故不存在序列相关。

（六）最优模型检验及经济意义解释

1、经济意义检验。根据以上一系列的模型修正，（7）式与

（4）式为最优模型。（7）式模型估计结果表明，假定其他条件不

变的情况下，城镇居民人均可支配收入增长1%，居民人均消费

水平增长0.417839%；农村居民人均纯收入增长1%，居民人均

消费水平增长0.661798%。古典消费理论认为高收入群体边际

消费倾向较低，低收入群体边际消费倾向较高，回归结果符合

城乡居民收入差距导致的边际消费倾向不同。根据宋平平等

（2020）的研究，2015年我国城镇居民总体边际消费倾向在

0.56

式模型回归结果较为吻合，

左右，农村居民总体边际消费倾向在

符合经济学理论与实际。

0.64左右，这与（7）

（4）式模型估计结果表明，国内生产总值增长1%，居民人

均消费水平增长0.630321%；M2货币供应量增长1%，居民人

均消费水平增长0.862147%；财政支出增长1%，居民人均消费

水平降低0.784419%；基尼系数增长1%，居民消费水平降低

0.753935%

出对GDP的增长贡献率为

。根据国家统计局的发布，

76.2%，2019

2018

年消费支出对

年全年最终消费支

GDP增

长贡献率为57.8%，与模型估计基本相符。货币供应量增加导

致居民名义收入增加，可支配收入增加，从而促进居民消费水

平的提高。财政支出对居民消费水平的贡献结论尚不明朗，具

体取决于财政支出的具体结构，简单回归结果体现财政支出对

居民消费存在挤出效应。基尼系数体现的国民收入差距，消费

理论认为收入差距过大会抑制消费，与回归结果相符。

2、统计检验

AdjustedR-squared：（8）式模型A-R

2

=0.998592，（9）式

模型A-R

2

F检验

=0.999497

：（8）式模型，

，说明模型对样本的拟合程度良好。

给定显著性水平为琢=0.05，从F分布

表中查出临界值F

11928.30>F

琢

（5，13）越3.025，由回归结果可知F越

（

琢

5，13），（9）式模型给定显著性水平为琢=0.05，从F

分布表中查出临界值F

琢

（4，15）越3.056，由回归结果可知F越

2658.795>F

（

琢

4，15），说明回归方程显著。

t检验：给定显著性水平琢=0.1，（8）式模型，从t分布表中

查出t检验临界值t

2/琢

（16）越1.746，由回归结果可以看出（8）式

模型各解释变量系数t值分别为1.957713，3.697284。（9）式模

型，从t分布表中查出检验临界值t

2/琢

（16）越1.753，由回归结果

可以看出（9）式模型各解释变量系数t值分别为（4.097306）

6.601119）（-4.713083）（-10.12016）。两个模型所有解释变量

均通过在显著性琢=0.1下的显著性检验。说明所有解释变量均

对被解释变量居民人均消费水平产生显著影响。

3、计量检验。（8）、（9）式模型经多重共线性检验与修正、异

方差性检验、序列相关检验与修正，一定程度缓解了原始回归

多重共线性的影响，在给定显著性水平下基本消除了异方差性

和序列相关对回归的不利影响。

三、结论及政策建议

（一）结论。我国经济发展进入新常态，消费水平的增长对

经济增长的推动作用日益明显。为了促进我国经济的平稳健康

发展，坚持扩内需促消费的战略，提高居民消费水平是关键。本

文采用计量经济学的研究方法对影响我国居民消费水平的因

素进行了实证分析，得出以下结论：随着我国经济增长方式的

转型，在经济发展中面临的挑战越来越大，经济发展的结构性

矛盾仍较为突出，各种社会资源分配加速分化，存在城乡居民

收入差距较大、收入分配不合理等问题抑制了社会消费水平的

进一步提高。我国应努力提高居民收入，缩小城乡居民收入差

距，完善分配机制，努力把蛋糕做大的过程中合理分配经济发

展红利。继续实施积极的财政政策和稳健灵活的货币政策，调

整财政支出结构，充分发挥财政支出对消费的挤入效用，努力

避免其挤出效应。发挥市场机制在资源配置中的决定性作用，

使得各要素充分发挥其促进经济发展的作用，推动经济高质量

发展。

（二）政策建议

1、区域城乡协调人口地理分布。一是加速推进城镇化。城

镇化带来的人口高度集中产生了集聚效应，同时消费也会产生

规模效应和扩散效应，以区域核心城镇为中心，并向四周辐射。

且当城镇化因多度聚集产生的消费边际成本与农村的消费边

际成本相等时，城镇消费开始向农村扩散，进一步提高农村的

消费水平。二是深化户籍制度改革。我国当前城市化拉动消费

增长作用有限，人口城市化融合程度不高，大量流动人口常年

在城市居住但是没有当地户籍，在很多配套资源方面得不到同

等待遇，逐渐弱化基于户籍的城乡二元福利制度。

2、提高城乡居民支付能力。一是提升劳动报酬率，提高就

业水平。中小企业已经成为吸收剩余劳动力的重要来源，通过

针对性的扶持政策大力发展中小企业，降低中小企业税收和融

资成本，充分发挥中小企业创造就业岗位的重要作用。提高劳

动报酬占国民收入初次分配中的比重，协调工资的增长与企业

效益和劳动生产率的提高相匹配，让劳动者更好地分享企业发

展红利。二是缩小收入差距。通过市场机制难以调整初次分配

（

金融/投资

叶合作经济与科技曳No.1s圆园21

消费信贷对我国经济增长的影响

□文/陈芳

湖南·娄底）（湖南人文科技学院数学与金融学院

［提要］通过分析居民消费、消费信贷与我国经济增长的变化趋势，得出在我国经济增长的影响因素中，消费始终占重要地位，而消费信贷又

能很大程度地促进消费。通过理论分析，发现消费信贷在扩大内需、促进投资、促进产业结构化调整、提高金融机构效用以及提高经济康复力等方

面起到明显效果，从而推动整体经济的发展。尤其在“后疫情”时代，消费信贷能提高居民整体消费能力，推动消费复苏，进而促进经济增长。

关键词：消费；消费信贷；经济增长；“后疫情”时代

基金项目：湖南人文科技学院青年基金项目：“我国消费信贷促进经济增长的实证研究”（项目编号：2018QN02）；湖南省教育厅科学研究项目：

“基于CIPP模型的高校创新创业教育综合评价体系研究”（项目编号：19C0985）

中图分类号：F83文献标识码：A

收录日期：2020年7月30日

影响我国经济增长的“三驾马车”中，由于国际市场需求下滑，净

出口减少，加上政府投资的局限性，使得净出口、投资对经济增长的促

进作用不容乐观，消费对经济增长的影响日渐彰显。而消费信贷作为

当前大众消费方式之一，可以使得消费者不受可用资金的约束，解决

消费者短视性预期等问题，引至提前消费，从而从多个角度促进国民

经济的整体增长。

一、我国消费信贷现状分析

我国消费信贷主要从20世纪90年代开始发展起来，在过去的20

多年间一直保持持续增长。从1997年的172亿元增长到2020年的

456，938.29亿元，规模扩大了2，656倍。如图1所示，中长期贷款增长

速度较快，所占比重较大，而且所占比重在逐年增加，到2020年6月，

中长期消费贷款比重高达82.59%。短期消费贷款保持持续低速增长，

在2019年还出现首次回落。这表明居民消费信贷主要用于购房、购车

等耐用品消费比重较大，金额较多。（图1）

二、我国经济增长现状和影响因素分析

（一）我国经济增长现状分析。从近几年国内生产总值增长趋势来

看，截止到2019年第四季度，环比增长速度都保持为正数，但受疫情

的影响，增长速度明显回落，2020年第一季度GDP环比下降9.8%，见

形成的国民收入差距，应制定相关政策优化国内收入再分配机

制，指引国家、企业和个人分配的合理导向；统筹区域协调发

展，加大区域发展与振兴政策支持力度；提高农业和农民收入，

对农业实施扶持保护，进一步发挥财政政策支农力度；完善税

收及社会保障体系，逐步提高最低社会保障标准，通过转移支

付改善低收入群体生活水平，扩大中等收入群体，加强对高收

入者税收监管，取缔非法收入，降低我国居民基尼系数。

3、发挥财政政策与货币政策对居民消费水平的促进作用。

一是实施积极的财政政策。减少政府消费性支出，防止不合理、

过度的财政支出挤出居民消费；增加政府转移支付和投资性支

出，有效刺激全社会消费需求，充分发挥财政政策对居民消费

的挤入效应。二是落实稳健的货币政策。中央银行加强市场监

管，加强货币政策与金融监管的协作，制定更为细化、改革更为

深入的法律法规，为金融市场发展提供制度保障；建立高效的

货币市场，货币市场发展的滞后以及市场化水平较低影响了货

币政策的有效传导、市场反应速度以及货币政策工具。应加快

货币市场发展，积极扩大市场参与主体，创新货币市场工具；大

力发展实体经济的基础上发展虚拟经济，通过多种多样货币政

策工具，扩大货币总量供给，着重缓解中小企业融资难问题；深

化利率市场化改革，引导市场利率合理稳步下降，推动金融行

业向实体经济合理让利；优化货币政策传导机制建立高效的货

币市场，健全资本市场制度，提高货币政策有效性；同时，防止

过量的货币供给导致居民价格水平持续过度上涨降低居民消

费意愿和实际支付能力。

主要参考文献：

［1］宋平平，孙皓.我国居民边际消费倾向的动态变化及消费效

应研究［J］.商业经济研究，2020（08）.

［2］陶伟.影响我国城乡居民消费水平的因素———基于计量经

济学理论［J］.知识经济，2015（14）.

［3］张清郎.中国消费需求影响因素结构研究［D］.西南财经大

学，2013.

［4］齐吴珍.我国居民消费及其影响因素分析［D］.安徽大学，

2012.

［5］张邦科.湖北居民消费的影响因素研究［D］.华中农业大学，

2011.