中部六省城鎮(zhèn)居民消費與收入的實證分析

胡 瑤

（中南財經(jīng)政法大學財政稅務學院，武漢430073）

1 中部六省城鎮(zhèn)居民消費需求的現(xiàn)狀

首先從最終消費率來看，1999～2009年，無論是中部地區(qū)還是全國，最終消費率有不斷下降的趨勢，11年間大約下降了10～15個百分點。除安徽和湖南外，其他中部省份的最終消費率多數(shù)年份都低于全國平均水平。近十年來，山西、河南、湖北三地的最終消費率較低，比中部地區(qū)其他三省低10個百分點左右。具體來說從1999～2009年，山西最終消費率從56.9%下降至45.5%，安徽最終消費率從64%下降至51.5%，江西最終消費率從63.2%下降至46.3%，河南最終消費率從51.5%下降至44.9%，湖北最終消費率從51.4%上升至57.8%，湖南最終消費率66.5%下降至50.9%；而全國的平均水平則從66.1%下降至48%。然后對中部六省城鎮(zhèn)居民消費水平進行比較分析。1999～2009年期間，中部六省的城鎮(zhèn)居民消費支出全面落后全國平均水平，其中安徽、江西的消費支出僅占全國平均水平的2/3左右，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費能力較為有限。2001～2009年，城鎮(zhèn)居民消費支出的全國平均水平從7161元增加至14628元；安徽的城鎮(zhèn)居民消費支出從3932元增加至11301元，而江西同期則從4985元增加至10033元。因此綜合來說，長期以來中部六省城鎮(zhèn)居民消費需求不振的現(xiàn)象十分明顯，并且全國平均水平相比形勢更為嚴峻。

2 面板模型的選擇與檢驗

2.1 國內消費需求研究綜述

消費需求問題受到了學者的廣泛關注。目前國內對于消費需求的研究主要是從以下幾個方面進行的：第一類是關于消費函數(shù)的研究，主要是利用計量模型驗證消費與收入之間的函數(shù)關系。廖成林等利用協(xié)整理論驗證了總消費與GDP之間的長期均衡關系。李鯤鵬重新對我國消費函數(shù)進行了檢驗，卻發(fā)現(xiàn)總消費與GDP之間不存在協(xié)整關系。杭斌、申春蘭發(fā)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)居民的消費與收入之間存在變協(xié)整關系。駱祚炎驗證了廣東省居民可支配收入與消費支出的協(xié)整關系。于茂薦、孫元欣發(fā)現(xiàn)在國民收入部門分配層面，居民消費和勞動者報酬、GDP存在長期穩(wěn)定關系。第二類是對消費需求影響因素的研究。李文星探討了人口特征對于消費的影響，發(fā)現(xiàn)人口年齡結構并不是導致中國消費率較低的主要原因。伍曉榕等分析了收入分配對我國城鎮(zhèn)居民消費需求的影響，認為收入分配差距在一定程度上制約了有效需求總量，并且影響了消費需求結構。溫嬌秀研究發(fā)現(xiàn)短期內政府支出與居民消費時互補關系，但長期內二者為替代關系。還有學者從居民消費方式和消費結構入手研究。黃婷分析了上海市民的收入與消費特點及其發(fā)展趨勢。臧旭恒、裴春霞對城鄉(xiāng)居民的消費模式做了比較，提出應更加關注農村消費問題。彭必源、黃宏磊研究了湖北省城鎮(zhèn)居民消費結構的變化趨勢，并且提出了相應對策。

2.2 消費函數(shù)的選擇

通過相關數(shù)據(jù)做城鎮(zhèn)居民消費對收入的散點圖，如圖1所示，容易看出居民消費性支出與可支配收入很有可能呈線性相關關系。考慮到變量的面板數(shù)據(jù)格式可能存在的非線性關系、非平穩(wěn)序列等問題，對以上變量都采用了對數(shù)形式。因此，可以以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（以IP表示）作為解釋變量，以城鎮(zhèn)居民人均年消費性支出（以CP表示）為被解釋變量建立模型：

其中β0，β1為待估計參數(shù)，μi為隨機干擾項，表示其他未包括在模型中的影響因素。

圖1 中部六省城鎮(zhèn)居民消費對收入的散點圖

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以城鎮(zhèn)居民消費性支出作為對其消費需求的代理變量，以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入等變量作為解釋變量，研究其對被解釋變量即城鎮(zhèn)居民人均消費性支出的影響。具體來說，選取1999～2009年中部六省城鎮(zhèn)居民的人均全年可支配收入和人均全年消費支出兩個指標，以其進行面板模型分析，數(shù)據(jù)來自相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.4 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了避免偽回歸的發(fā)生，需要先對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。本文采用LLC和IPS方法對變量包含截距和趨勢項的情況進行檢驗。檢驗統(tǒng)計量和相伴概率見表1。結果表明：采用這兩種方法對LnCP和LnIP這兩個變量及其一階差分值進行單位根檢驗，相伴概率拒絕原假設，表明變量不存在單位根，LnCP和LnIP這兩個序列是平穩(wěn)的。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

2.5 模型的選擇與分析

用Eviews軟件對該面板數(shù)據(jù)進行估計，不同模型下的主要統(tǒng)計量如表2所示：

表2 主要統(tǒng)計量匯總

由表2可知：混合模型的R2=0.972說明模型的擬合程度較好，但是DW=0.204說明模型存在嚴重的自相關。而在不帶AR項的個體固定效應模型中，由于DW=0.939＜dL=1.55，故存在較強的自相關，因此可以考慮建立含有AR項的個體固定效應模型。由于DW=1.69＞dU=1.60，所以帶AR項的個體固定效應模型較好地解決了自相關問題。

25-（OH）D3可抑制腎素-血管緊張素-醛固酮系統(tǒng)，抑制血管平滑肌增殖，當25-（OH）D3低水平時可引起心室肥厚、血壓升高、心功能惡化、心力衰竭等，因此機體25-（OH）D3缺乏與多種心血管疾病的發(fā)生密切相關［9］。本研究中并發(fā)惡性心律失?；颊叩难?5-（OH）D3水平低于未并發(fā)惡性心律失?；颊?。這一結果提示，25-（OH）D3降低會增加AMI患者并發(fā)惡性心律失常的概率。

相對于混合估計模型來說，是否有必要建立個體固定效應模型可以通過F檢驗來完成。因為，所以拒絕原假設，建立帶AR項的個體固定效應模型。此時R2=0.995，表明各解釋量對消費性支出的解釋能力達到了99.5%。

個體隨機效應模型應為：

其中D2，…，D6的定義是：

用Hausman統(tǒng)計量檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。Hausman統(tǒng)計量的值為H=7.418，對應的概率為0.0065，說明檢驗結果拒絕了隨機效應模型原假設，應當建立固定效應模型。

綜上分析，中部六省城鎮(zhèn)居民消費需求應當建立個體固定效應模型。模型的估計結果為：

該模型的可決系數(shù)為99.5%，說明該模型對樣本觀測值擬合得很好。給定顯著性水平α=0.05，由于F統(tǒng)計量的值為1453，遠大于其臨界值，故該模型通過了總顯著性的檢驗；Log(IP)的t值為43.03說明Log(IP)的系數(shù)通過了顯著性檢驗，該變量對被解釋變量的影響是顯著的。DW=1.69說明該模型較好地克服了自相關。

2.6 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關系檢驗結果

在得出面板數(shù)據(jù)不存在單位根后，再檢驗面板數(shù)據(jù)是否存在協(xié)整關系。在檢驗一組序列的協(xié)整性或長期均衡關系之前應該首先檢驗序列的單積次數(shù)。本文采用Fisher（combined Johansen）檢驗來檢驗城鎮(zhèn)居民人均消費性支出的對數(shù)（LnCP）與人均可支配收入的對數(shù)(LnIP)之間是否存在協(xié)整關系。由表3可知，檢驗拒絕了LnCP和LnIP之間不存在協(xié)整關系的原假設、但不能拒絕至多存在1個協(xié)整關系的假設，因此兩者存在協(xié)整關系，即LnCP和LnIP之間是長期均衡穩(wěn)定的關系。

表3 Johansen Fisher面板協(xié)整檢驗結果

3 計量分析的結論

通過以上的計量分析，我們可以得出以下幾點結論：

（1）在中部六省，城鎮(zhèn)居民的可支配收入和上期消費狀況對當期消費需求有顯著影響；同時城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費性支出之間也存在協(xié)整關系，即兩者存在長期均衡的穩(wěn)定關系。其政策含義是，改善居民收入分配狀況可以很好解決居民消費需求不振的問題。

（2）中部六省城鎮(zhèn)居民消費對收入的彈性較高，達到了0.857。根據(jù)祁京梅（2008）這一結果略高于全國平均水平。這可能與模型選取與數(shù)據(jù)處理有關。但是這基本符合客觀經(jīng)濟現(xiàn)實，中部六省城鎮(zhèn)居民邊際消費傾較高說明中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入偏低，經(jīng)濟還不夠發(fā)達，中部崛起的政策效果尚未顯現(xiàn)。因此，中部地區(qū)需要更多、更穩(wěn)定的政策支持。

（3）中部六省之間城鎮(zhèn)居民消費需求存在一定差異，但差異不大。中部六省的邊際消費傾向大體相同，差異主要體現(xiàn)在自發(fā)性消費上，其中湖南、湖北、安徽的自發(fā)性消費能力較強，而山西、河南、江西的自發(fā)性消費能力較弱，這基本也與當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展狀況一致。

（4）居民消費有一定的慣性，即當期消費要受上期消費水平的影響。

第五，居民消費同收入呈同方向變動，即隨著收入水平的提高，居民消費將增加。這實際上是消費水平與經(jīng)濟發(fā)達程度密切相關的具體體現(xiàn)。

4 政策建議

根據(jù)本文的研究結論，針對中部六省城鎮(zhèn)居民的消費特點，提出以下幾點政策建議：

（1）引導消費者轉變傳統(tǒng)觀念，建立積極的消費理念。通過宣傳使人們改變依靠積蓄消費的保守觀念，排除由于認識偏誤給人們消費觀念更新帶來的束縛。積極推廣信用消費等現(xiàn)代消費方式，通過消費實踐來引導人們消費觀念的轉變和更新，使人們逐步做到敢于消費、善于消費。

（2）調整初次分配格局，提高勞動者報酬比重。勞動者報酬比重的提高對居民消費率的影響甚大。長期以來，中部六省的勞動報酬都低于全國平均水平。因此中部六省更需要擴大內需，促進消費，實現(xiàn)經(jīng)濟平衡發(fā)展，就有必要重視勞動者報酬在國民收入中的比重。就具體操作而言，國家有必要提高最低工資標準，并實行工資集體協(xié)商制度，使工資增長制度化。另一方面，國家也有必要改革個人所得稅制度以及征管方式，特別是對工資薪金這一部分，要減少級次、擴大級距，努力減輕中低收入群體的納稅負擔。

（3）努力增加就業(yè)，提高居民收入。就業(yè)是收入的基本來源和保證，城鎮(zhèn)大量下崗失業(yè)人員是城鎮(zhèn)居民收入差距擴大的一個重要原因。由于體制原因，中部地區(qū)現(xiàn)有大量下崗職工和無業(yè)人員，他們沒有穩(wěn)定的工作和收入來源，成為城市貧困的新群體。因此，政府應該進一步完善就業(yè)和再就業(yè)政策，幫助低收入者就業(yè)。一方面加強對下崗職工的職業(yè)培訓，為實現(xiàn)再就業(yè)創(chuàng)造條件；另一方面制定鼓勵下崗職工自主創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠政策，減輕其自主創(chuàng)業(yè)的負擔，大力發(fā)展非公有經(jīng)濟和勞動密集型產業(yè)，增加就業(yè)崗位，加大對低收入群體的教育投入，努力實現(xiàn)居民就業(yè)的機會均等。

此外，要充分挖掘消費潛力，把經(jīng)濟結構調整與居民消費結構升級結合起來，使其適應居民消費需求的變化，；要建立適合我國國情的社會保障體系，化解人們的后顧之憂，增強消費的安全感，從而全面提升居民消費意愿和能力。

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