1 引 言
居民消費水平是按國民收入或國內生產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，是拉動經濟增長的三駕馬車之一，一直是經濟學家關注的焦點和研究的熱點。它是指一個國家一定時期內人們在消費過程中對物質和文化生活需要的滿足程度。
改革開放以來，我國經濟持續、高速發展，居民消費水平不斷提高，城鎮居民消費結構也在發生變化，對其消費水平進行研究，具有重要的經濟意義。本文以我國城鎮居民消費水平為研究對象，對其影響因素進行深入研究，建立城鎮居民消費水平和影響因素之間關系的計量經濟模型，運用１９７８－２００９年間的數據進行實證分析，研究各影響因素對居民消費水平的影響效應，并對模型進行檢驗，驗證模型的正確性。
2 城鎮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、經濟增長、個人消費偏好、利率水平、家庭財產狀況、消費者年齡構成、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是綜合反映商品價格變動的相對數，所以應將城鎮居民消費價格指數作為一個影響因素。國內生產總值是公認的衡量國家經濟狀況的指標，因此要選擇人均國內生產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居民消費水平的影響因素為目的，選擇了１９７８－２００９年的數據為樣本。城鎮居民消費水平作為解釋變量（Ｙ）。城鎮居民人均收入（Ｘ１）、城鎮居民消費價格指數（Ｘ２）、人均國內生產總值（Ｘ３）、上一期居民消費水平（Ｘ４）。
3 數據的搜集與模型的建立
３．１ 城鎮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計檢驗。由散點圖觀察變量間的關系，可以看出自變量和因變量間呈線性關系，因此，設定模型為：
y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+εi（1）
式中，x4為上一期城鎮居民消費水平，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，得到的回歸方程如式（2）。
y=-21.068+0.231x1-0.395x2+0.115x3+0.299x4
從回歸結果可知，可決系數R2=0.999 9，擬合優度非常高。Ｆ統計量＝５６ ６６３．５２，模型總體顯著。解釋變量x2的ｔ統計量沒有通過檢驗，初步判斷方程中存在著多重共線性。
３．２ 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，結果如下：
（１）y=-169.467+0.591x1
（－３．１５５） （６９．６７１）此處數據為對應參數的ｔ統計量數值，以下相同。R2=0.993 8，Ｆ＝４ ８５４．１８４。
（２）y=-1 708.702+14.306x2
（－１３．５６１） （３９．５４９） Ｒ２＝０．９８１，Ｆ＝１ ５６４．１４９。
（３）Y=326.718+0.360x3
（４．６４３） （４８．０９８） R2=0.987，Ｆ＝２ ３１３．３９９。
（４）y=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，可決系數從大到小依次為x４，x１，x３，x2，說明對于被解釋變量城鎮居民消費水平而言，上一期城鎮居民消費水平對其影響最大，其次為城鎮居民人均收入、人均國內生產總值、居民消費價格指數。因此，以上一期城鎮居民消費水平為基礎，依次加入其他因素后可以獲得最終回歸方程，形式如下，具體參數見表２。
y=22.240+0.294x4+0.249x1+0.115x3
從回歸結果可知，可決系數R2=0.999 9，擬合優度非常高。Ｆ統計量＝７３ ５４３．１８，模型總體顯著。各解釋變量的ｔ統計量在α=0.05時均通過檢驗，模型有效。
由數據分析結果可知：上一期城鎮居民消費水平增長１元，城鎮居民消費水平平均增長０．２９４元。城鎮居民人均收入每增長１元，城鎮居民消費水平平均增長０．２４９元。人均國內生產總值每增長１元，城鎮居民消費水平平均增長０．１１５元。這說明增加居民人均收入、人均國內生產總值對拉動居民消費水平作用明顯。
4 模型的檢驗
４．１ 檢驗變量的平穩性
經典計量經濟學理論是建立在時間序列平穩的基礎上的，因此要對時間序列的平穩性進行檢驗。采用ＡＤＦ檢驗方法對各變量進行單位根檢驗，結果如表３所示。
注：（Ｃ，Ｔ，Ｋ）表示ＡＤＦ檢驗式是否包含常數項、時間趨勢項以及滯后期數。
單位根檢驗結論表明，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平穩性檢驗，因此各變量為二階單整過程。
不平穩的時間序列不能直接進行回歸分析，要先對變量進行協整檢驗，觀察變量間是否存在協整關系，沒有協整關系的單整變量的回歸為偽回歸。協整檢驗要求被解釋變量的單整階數要小于或者等于解釋變量的單整階數，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單整階數相同，因此可以做協整檢驗。
４．２ 協整檢驗
本文采用約翰遜協整檢驗對解釋變量城鎮居民消費水平和解釋變量人均國民收入、人均國內生產總值之間是否存在協整關系進行檢驗。檢驗結果如表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，說明解釋變量和被解釋變量之間存在著協整關系。因此，本文建立的回歸模型不存在偽回歸問題。
４．３ 模型的評價
從檢驗結果可知，本文所建立模型通過了初步檢驗，解釋變量系數符號符合經濟理論和預期，解釋變量和截距項的系數在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。擬合優度為０．９９９ ９，表明變量間相關程度非常高，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生產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 論
本文對我國城鎮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。實證檢驗結果表明，對我國城鎮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生產總值。因此，應大力發展生產力，提高居民整體收入水平，提升我國國內生產總值整體水平，改變居民消費觀念，刺激消費，挖掘更多潛在可實現的消費，促進經濟健康快速協調發展。
