贵州省城镇居民消费水平影响因素的计量分析及对策

建议

【摘要】本文通过建立计量模型，运用实证研究的

方法对影响城镇居民消费支出的各个因素进行分析，找出其

中关键影响因素，以为本地政策制定者提供一定参考，最终

促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快

速、持续发展的基石。本文就贵州省近阶段消费方面出现的

一些情况，利用1990年至2011年的相关数据对贵州居民消

费的影响因素进行实证分析。目的在于让我们更加了解影响

贵州省消费水平的因素。本文先通过相关的背景提出问题；

搜集了模型中各变量的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进

行了回归分析和检验，并加以修正。本文主要是通过对影响

居民消费水平的主要因素分析揭示贵州省居民消费水平的现

状及问题，并依此提出部分政策。

【关键词】贵州省居民消费；城镇居民收入；计量模

型。

ISSN1006―656X（2014）011-0007-02

一、引言

自西部大开发以来，尤其是在贵州后发赶超的大背景

下，贵州省经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形

成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共

识。贵州省居民收入与消费能力都得到很大的提高，居民消

费结构的升级和消费需求的扩张为贵州省的经济增长提供了

很大的动力，对贵州省经济发展的影响不断增大。随着近年

来我国经济的不断发展，产业经济结构得到不断地优化升

级，除此之外，我国经济产能过剩的问题也逐渐显现，在走

出去战略的的指引下，也需要不断地扩大内需来消化本国产

能。因此，居民的消费问题显得尤为重要，如何打开国内需

求市场，扩大居民的消费也就变得越来越重要。本文以贵州

省城镇居民的消费为研究对象，找出贵州省城镇居民消费水

平的影响因素，发现问题，并制定符合贵州省当前经济发展

背景的消费政策，为本地政策制定者提供一定参考。

二、计量分析

居民消费水平是指一个国家一定时期内人们在消费过

程中对物质和文化生活需要的满足程度。本文以贵州省居民

消费水平影响因素为研究对象，根据计量经济学模型的构

思，以1990―2011年的统计数据为样本，将居民人均消费支

出（Y）作为被解释变量。引入贵州省生产总值（X1）、在岗

职工平均工资（X2）、城镇居民人均可支配收入（X3）、贵

州省全社会固定资产投资（X4）以及城乡储蓄存款余额

（X5）。各变量数据来源于贵州省统计年鉴以及互联网搜集

整理。

通过检验分析我选用了的方程形式为多元一次方程的

形式，设：

Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5+u

其中：Y：贵州省城镇人均消费性支出

X1：贵州省GDP

X2：在岗职工工资

X3：城镇人均可支配收入

X4：社会消费品零售额

X5：城乡储蓄存款余额

通过Eviews软件做最小二乘估计

（一）统计检验

①拟合优度检验

由图1可知，得到样本的可决系数为R-

squared=0.999，修正样本可决系数为Adjusted-

squared=0.998，

计算结果表明，估计的样本回归方程较好的拟合了样

本观测值。也就是说贵州省生产总值（X1）、在岗职工平均

工资（X2）、城镇居民人均可支配收入（X3）、贵州省社会

固定资产投资（X4）以及城乡储蓄存款余额（X5）对贵州省

居民人均消费支出（Y）作了大部分解释。

②方程总体线性的显著性检验

由EViews软件分析得知：Prob（F-statistic）接近

于0，根据假设检验的原理与程序，原假设和被择假设分别

为：

H0�UC1=C2=C3=C4=C5=0H1�UCj（j=1，2，3，4，

5）不全为零

因为其值小于0.05，所以拒绝原假设，接受被择假

设，模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系显著成

立。即列入模型的解释变量“贵州省生产总值（X1）、“在

岗职工平均工资（X2）”及“城镇居民人均可支配收入

（X3）”、“社会消费品零售额（X4）”、“城乡储蓄存款

余额（X5）”联合起来确实对被解释变量“贵州省居民人均

消费支出（Y）”有显著影响。

③变量的显著性检验：

对变量X1，X2，X3，X4，X5的原假设和被择假设分别

为：

H0�UX1，X2，X3，X4，X5=0，H1�UX1，X2，X3，

X4，X5≠0.

由EViews软件分析得知：X1，X2，X3，X4，X5的P值

均小于0.05，所以接收原假设，拒绝被择假设，各变量通过

了变量的显著性检验。当在其他解释变量不变的情况下，各

个解释变量X1、X2、X3、X4。X5分别对被解释变量Y都有显

著影响。

（二）多重共线性检验

从Eviews软件中的相关系数表可以看出各解释变量之

间是高度相关的。为了检验和处理多重共线性，采用逐步回

归的方法来消除多重共线性，经过逐步回归，修正后，模型

变为：

Y=0.8760602463*X3-0.5719437432*X1+

144.4336152

图2相关系数

（三）自相关检验

（1）DW检验

对多重共线性修正后的结果再进行一次普通最小二乘

法的估计，模型数据结果如下：

Y=0.8760602463*X3-0.5719437432*X1+

144.4336152

（24.683）（-5.804）（1.766）

R2=0.9985，DW=1.475若给定α=0.05，T=21，查表得

出DW检验临界值dL=1.13，dU=1.54。D所以得出dL所以不确定是否存在自相关。

（2）LM检验由图2可知R2=0.0834，

DW=2.047，LM=TR2=1.834，小于显著性水平为5%、自由度为

2的分布的临界值（2）=5.99，表明模型的干扰项已不存在

自相关性。

（四）异方差检验

通过怀特检验，由图3 得出：T=21，R^2=0，171，

DW=2.212，TR^2=3.762