王克林

（廣東商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣州 510320）

廣東城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的地區(qū)差異研究

王克林

（廣東商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣州 510320）

文章運(yùn)用多階模型方法研究了2007年廣東省11市7縣的1600戶城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)數(shù)據(jù)。結(jié)果表明，不同城市之間居民消費(fèi)水平存在顯著差異。為了解釋這些差異，文章納入地區(qū)平均收入水平（GMI）和住房?jī)r(jià)格（HP）兩個(gè)場(chǎng)景變量。實(shí)證研究表明，這兩個(gè)場(chǎng)景變量對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平跨地區(qū)變異的解釋程度可達(dá)95%以上。

消費(fèi)水平差異；多階模型；場(chǎng)景變量

1 研究背景與方法

自上世紀(jì)90年代以來，伴隨著廣東省經(jīng)濟(jì)的迅速崛起，廣東省各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的差異也日漸凸顯。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不平衡引起了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡。消費(fèi)水平的地區(qū)差異正是在這個(gè)過程中被不斷拉大的。對(duì)消費(fèi)水平地區(qū)差異性的研究不僅涉及到如何制定消費(fèi)政策以擴(kuò)大消費(fèi)需求從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且直接關(guān)系到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，關(guān)系到收入分配制度在“公平”與“效率”之間的選擇。因此，對(duì)消費(fèi)水平地區(qū)差異問題的研究就具有十分重要的理論與實(shí)際意義。

研究方法與所研究的實(shí)際問題的切合程度直接關(guān)系到研究結(jié)論的可靠性。目前我國(guó)政府統(tǒng)計(jì)部門常規(guī)的統(tǒng)計(jì)調(diào)查大多都采用多階段統(tǒng)計(jì)調(diào)查方式。例如城鎮(zhèn)住戶調(diào)查按照省抽市、市抽縣（區(qū)）、縣（區(qū)）抽街道（居委會(huì)）等方式進(jìn)行，由此產(chǎn)生的調(diào)查數(shù)據(jù)就具有多階特征。但是，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)（如ANOVA）將各階段數(shù)據(jù)“壓縮”到以個(gè)體為單位的總體進(jìn)行分析，難以正確反映和充分利用多階數(shù)據(jù)各階段的信息，并且對(duì)估計(jì)結(jié)果會(huì)造成嚴(yán)重影響[1]。因而，具有多階特征的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)應(yīng)該用多階模型來分析。多階模型方法是21世紀(jì)才被引入我國(guó)的。近幾年來，國(guó)內(nèi)已有學(xué)者開始嘗試運(yùn)用這種方法研究中國(guó)的實(shí)際問題。如楊菊華（2006）介紹了多階模型的基本原理，并用2000年“中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)展示了多階模型在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用[2]；郭志剛等（2006）應(yīng)用多階模型分析了2001年全國(guó)計(jì)劃生育/生殖健康調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了宏觀的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境及計(jì)劃生育氛圍與微觀的婦女個(gè)人特征如何共同影響二孩生育間隔[3]。已有的研究都表明，多階模型非常適合于多階數(shù)據(jù)的分析，尤其是由多階段調(diào)查方式獲得的數(shù)據(jù)的分析。對(duì)多階模型的恰當(dāng)應(yīng)用往往能獲得傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析方法難以獲得結(jié)論。下面首先介紹多階線性模型的基本形式，然后將其應(yīng)用于廣東城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平差異性研究。

2 多階模型的基本形式

2.1 空模型（empty model）

多階模型分析通常是從空模型，又稱截距模型 （intercept-only model）， 或無(wú)條件均值模型 （unconditional means model）開始的。空模型的基本格式如下：

該模型的微觀層（水平1）和宏觀層（水平2）公式中均沒有解釋變量。式（1）即表示微觀層面的變量關(guān)系，β0j和eij分別代表第j組因變量均值和圍繞該均值的個(gè)體隨機(jī)差異。式（2）表示宏觀層面的變量關(guān)系，總截距γ00代表的是yij的總（平）均值；u0j代表組均值之間的差異，即第j組的因變量均值與總均值的差異。 式（3）是式（1）和式（2）的組合，包括了固定效應(yīng)（γ00）和隨機(jī)效應(yīng)（u0j和 eij）兩部分。

2.2 兩階模型的公式表述

式（4）～（5）是一個(gè)兩階模型，包括兩個(gè)水平 1解釋變量（level 1 explanatory variable）和一個(gè)水平2解釋變量(level 2 explanatory variable)。

其中，yij是第j個(gè)水平2單位中的第i個(gè)個(gè)體的水平1觀測(cè)值，是因變量；其中 i＝1，2，……，N（N 是樣本總量），j＝1，2，……，J（J是水平 2 的單位數(shù)）。式（4）是分析 yij差異的水平1方程。水平1截距β0j下標(biāo)j表示水平1截距跨水平2單位變化。水平1固定斜率α1說明水平1變量x1ij對(duì)yij的效應(yīng)不跨水平2單位變化，隨機(jī)斜率β1j則說明水平1變量z1ij對(duì)yij的效應(yīng)隨水平2單位變化。式（5）是水平1隨機(jī)截距β0j對(duì)應(yīng)的水平2方程。Goldstein(1988)介紹了多階模型的一般形式。[4]

3 消費(fèi)水平地區(qū)差異的實(shí)證研究

3.1 數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)選擇

本文采用2007年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局廣東調(diào)查總隊(duì)組織實(shí)施的廣東城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的部分結(jié)果進(jìn)行分析。調(diào)查在廣州、深圳、珠海、汕頭、佛山、韶關(guān)、梅州、惠州、東莞、湛江、肇慶等11個(gè)市和順德、鶴山、廉江、電白、興寧、普寧、連州等7個(gè)縣進(jìn)行，共調(diào)查了1600個(gè)家庭，樣本分布如表1所示。本文研究調(diào)查結(jié)果中的消費(fèi)及相關(guān)數(shù)據(jù)。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論角度來看，影響一個(gè)家庭消費(fèi)行為的因素有很多，如收入水平、物價(jià)水平、利率水平、風(fēng)險(xiǎn)因素、消費(fèi)習(xí)慣、居住地點(diǎn)、宗教信仰等等，因而家庭消費(fèi)行為是一個(gè)綜合的表象。如果我們把單個(gè)家庭看作是微觀個(gè)體，那么家庭屬于某個(gè)街道（居委會(huì)），而后者又屬于某一市（縣），這就具有了多階特征。一個(gè)家庭的消費(fèi)行為不可避免的要受到其所在地區(qū)，如市（縣）相應(yīng)因素的影響，而后者又受到更大環(huán)境如省的影響。從這個(gè)角度來說，研究家庭消費(fèi)行為就不應(yīng)該僅單純研究家庭這個(gè)微觀層面，還應(yīng)該考慮家庭所處環(huán)境對(duì)家庭消費(fèi)的影響。就廣東來說，同一個(gè)市（縣）以下更小的行政單位如社區(qū)之間差異一般很小，對(duì)家庭的影響也可以忽略，而市（縣）之間的差異則比較明顯，對(duì)家庭會(huì)造成一定的影響。為簡(jiǎn)化分析，本文只研究市（縣）相關(guān)因素對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響，即把市（縣）看作宏觀層進(jìn)行兩階模型分析。本文采用指標(biāo)包括微觀層面的家庭人均消費(fèi)性支出（pce）、家庭人均可支配收入（PDI）和宏觀層面的組平均收入水平（GMI）和住房?jī)r(jià)格（HP）。這里，GMI和HP即為場(chǎng)景變量或協(xié)變量。

家庭人均消費(fèi)性支出（pce）。在城鎮(zhèn)住戶調(diào)查中，每年住戶支出調(diào)查指標(biāo)有100多個(gè)，本文不分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)，僅關(guān)注住戶支出中的消費(fèi)性支出。用家庭消費(fèi)性支出除以家庭人口數(shù)得到家庭人均消費(fèi)性支出（pce），用以衡量家庭消費(fèi)水平。影響pce的因素包括微觀層面的PDI和宏觀層面的GMI和HP。

家庭人均可支配收入（PDI）。從凱恩斯的收入決定消費(fèi)理論到杜森貝利的相對(duì)收入假說，再到莫迪利安尼等的生命周期消費(fèi)理論，再到弗里德曼的持久收入假說，說的都是收入是影響消費(fèi)的最重要的因素，差異只在于收入的度量方式和對(duì)消費(fèi)的影響形式，這一點(diǎn)無(wú)需再做解釋。本文采用家庭“人均可支配收入”（PDI，即家庭年可支配收入除以家庭人口數(shù)）來衡量家庭人均可支配收入情況。

表1 2007年廣東城鎮(zhèn)住戶調(diào)查各調(diào)查點(diǎn)樣本量分布

組平均收入水平（GMI）。應(yīng)該看到，用絕對(duì)收入水平衡量消費(fèi)行為是不充分的。美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利（J.Dusenberry）提出的相對(duì)收入假說，就是為了說明消費(fèi)水平并不僅僅由絕對(duì)收入決定，而應(yīng)該從相對(duì)收入角度考慮。一個(gè)人、一個(gè)家庭所處的環(huán)境會(huì)直接影響到個(gè)人和家庭的消費(fèi)行為。例如，要解釋處于不同城市的居民消費(fèi)水平差異，除了考慮個(gè)體的絕對(duì)收入差異外，還要與當(dāng)?shù)氐钠骄杖胨?、物價(jià)水平等因素結(jié)合起來。這里的組平均收入水平（GMI）指的就是不同市（縣）的家庭“人均可支配收入”的平均值，它是影響地區(qū)居民消費(fèi)的場(chǎng)景變量。

住房?jī)r(jià)格（HP）。隨著二元結(jié)構(gòu)背景下的城市化進(jìn)程不斷加快和戶籍改革的不斷推進(jìn)，我國(guó)主要城市，特別是大中城市急劇膨脹：城市規(guī)模迅速擴(kuò)大，人口也越來越多。再加上其它非市場(chǎng)因素的影響，近幾年，我國(guó)多數(shù)城市的商品房市場(chǎng)都呈現(xiàn)出需求大于供給，價(jià)格快速上漲的態(tài)勢(shì)。高漲的房?jī)r(jià)增加了城市中購(gòu)房群體（處于還貸中的已購(gòu)房群體和有購(gòu)房意向的群體）的生活壓力，直接影響了他們的消費(fèi)行為。一般來講，房?jī)r(jià)高的城市，買房壓力大，這就會(huì)擠占家庭在其它方面的消費(fèi)支出；反之，房?jī)r(jià)低的城市，居民可以分配更多的資金用于其它方面的消費(fèi)。因而不同城市的住房?jī)r(jià)格成了影響本地區(qū)居民消費(fèi)的“公共因子”。本文研究中用到的住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)是筆者用《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒2008》中“商品房屋銷售額?”除以“商品房屋銷售面積?”得到的[5]。

3.2 消費(fèi)水平地區(qū)差異估計(jì)結(jié)果

本文運(yùn)用SAS9.1中的SAS PROC MIXED模塊對(duì)2007年廣東省11市7縣的1600戶城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。我們從空模型（模型1）開始分析。模型1固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。

模型1的固定效應(yīng)估計(jì)部分，即總截距估計(jì)值γ贊00（13609）是各市（縣）消費(fèi)水平總均值。模型1的隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)是式（2）中u0j的估計(jì)，u0j的正負(fù)表示第j個(gè)調(diào)查市（縣）的平均消費(fèi)水平大于或小于全省消費(fèi)水平總均值。例如，2007年廣州市居民的家庭人均消費(fèi)性支出為 19107.6元（γ贊00+u贊01＝13609+5498.6＝19107.6元），余可類推。這里，除了汕頭、鶴山和連州之外，其余15個(gè)市（縣）的隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)都統(tǒng)計(jì)顯著，這說明這些地區(qū)的平均消費(fèi)水平都與總平均消費(fèi)水之間存在顯著差異。

表2 消費(fèi)水平地區(qū)差異估計(jì)結(jié)果

表3 模型2的固定效應(yīng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果

3.3 消費(fèi)水平地區(qū)差異原因探析

前文實(shí)證表明，所研究18個(gè)市（縣）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平之間存在顯著差異。那么，是什么因素造成了這些差異呢？本文通過引入GMI和HP兩個(gè)場(chǎng)景變量對(duì)此進(jìn)行解釋。根據(jù)式（4）和式（5）可將場(chǎng)景變量GMI和HP引入多階模型，記為模型2。模型2的具體形式如式（6）所示。

模型2的SAS9.1估計(jì)結(jié)果如表3所示。

模型2的估計(jì)結(jié)果表明，地區(qū)平均收入水平與家庭消費(fèi)水平正相關(guān)，而地區(qū)住房?jī)r(jià)格與消費(fèi)水平負(fù)相關(guān)。模型2經(jīng)過2次迭代就收斂了，說明模型擬合良好。截距項(xiàng)估計(jì)值14508表明，當(dāng)家庭人均可支配收入PDI達(dá)到所調(diào)查樣本的總平均收入水平18136.34元，且其所在市（縣）的GMI也達(dá)到該水平，HP達(dá)到總平均水平4433.93元時(shí)，該家庭的人均消費(fèi)為14508元。由估計(jì)結(jié)果還可以看到：平均來說，家庭個(gè)人可支配收入PDI高于平均收入18136.34元后的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.6310；在個(gè)人可支配收入PDI和住房?jī)r(jià)格HP都不變時(shí)，地區(qū)平均收入水平GMI的（平均）每增加1塊錢，能引起該地區(qū)人均消費(fèi)支出增加0.3002元；在個(gè)人可支配收入PDI和地區(qū)平均收入GMI都不變時(shí)，住房?jī)r(jià)格HP每上升1元，能引起該地區(qū)人均消費(fèi)支出減少0.3540元；這說明GMI和HP確實(shí)能顯著影響不同地區(qū)家庭的消費(fèi)行為。

那么場(chǎng)景變量GMI和HP可以在多大程度上解釋廣東城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平跨地區(qū)的變異呢？在多階模型分析中，通常用一個(gè)類似于判定系數(shù)的指標(biāo)，即方差縮減比例指數(shù)，來測(cè)量估計(jì)中方差被解釋的程度，這需要將模型2與不含任何解釋變量的模型1作比較。模型2中截距項(xiàng)方差由模型1的38880089下降為804667，殘差項(xiàng)方差由1.45E+08下降為95854916，說明模型2中引入家庭層解釋變量PDI和市（縣）層場(chǎng)景變量GMI和HP后，模型更好地解釋了家庭消費(fèi)的組間差異和組內(nèi)差異。模型2能夠解釋的消費(fèi)水平組間差異可用 Raudenbush＆Bryk（簡(jiǎn)稱 RB）方法或者 Snijders＆Bosker（簡(jiǎn)稱SB）方法進(jìn)行估計(jì)[7][8]。兩種方法估計(jì)的模型水平2可解釋方差分別為：

其中，90是組平均樣本量。RB和SB水平2可解釋性差異比重近似，說明消費(fèi)水平跨地區(qū)變異的95%以上可以由模型2解釋。

4 結(jié)束語(yǔ)

多階模型方法靈活，使用面廣。在本文的應(yīng)用中，它很好地展示了廣東城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)水平跨地區(qū)的差異，并在一定程度上探討了出現(xiàn)這些差異的原因，結(jié)論具有一定的實(shí)際意義。場(chǎng)景變量GMI和HP能夠解釋家庭消費(fèi)行為跨地區(qū)變異的95%以上。這是因?yàn)槎嚯A模型將家庭消費(fèi)水平變異分解為“組內(nèi)差異”和“組間差異”，然后就可以單獨(dú)應(yīng)用宏觀層面的場(chǎng)景變量解釋家庭消費(fèi)行為跨地區(qū)的差異。

對(duì)解釋變量的中心化處理使估計(jì)結(jié)果的涵義更加豐富。本文在模型2中，對(duì)人均可支配收入PDI進(jìn)行了總均值中心化處理。中心化處理后的解釋變量有了有意義的零值，因而截距項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果就可以得到有意義的解釋。同時(shí)，估計(jì)結(jié)果還顯示了非常有意思的結(jié)論：地區(qū)GMI對(duì)消費(fèi)行為的影響小于PDI的影響，因?yàn)槟Ｐ?的估計(jì)結(jié)果中后者所對(duì)應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向更大；當(dāng)一個(gè)城市的住房?jī)r(jià)格高于總平均價(jià)格后仍繼續(xù)上漲的話，消費(fèi)將會(huì)被擠占。因此，如果將家庭PDI高于和低于總平均收入（本文為18136.34元）作為區(qū)分高收入家庭和低收入家庭的標(biāo)準(zhǔn)，那么增加低收入家庭的收入將會(huì)比增加低收入地區(qū)的平均收入對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生更大的拉動(dòng)作用。適當(dāng)控制住房?jī)r(jià)格已經(jīng)高于總平均價(jià)格的城市的住房?jī)r(jià)格將有助于拉動(dòng)當(dāng)?shù)丶彝サ南M(fèi)及其他支出。當(dāng)然，要提高政策的執(zhí)行效果，還需要結(jié)合其他因素綜合考慮。

[1]Muthen,B.0.Multilevel Covariance Structure Analysis[J].Sociological Methods&Research,1994,22.

[2]楊菊華.多層模型在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用[J].中國(guó)人口科學(xué),2006,（6）.

[3]郭志剛,李劍釗.農(nóng)村二孩生育間隔的分層模型研究[J].人口研究,2006,7(4).

[4]Goldstein,H.A General Model for the Analysis of Multilevel Data[J].Psychometrika,53,1988,(4).

[5]廣東統(tǒng)計(jì)年鑒2008[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2009.

[6]王濟(jì)川等.多層統(tǒng)計(jì)分析模型——方法與應(yīng)用.高等教育出版社,2008.

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[8]Snijders,T.A.B.,Bosker,R.J.Modeled Variance in Two-level Models[J].Sociological Methods&Research,1994,(22).

F222

A

1002－6487（2010）21－0095-03

國(guó)家社科基金資助項(xiàng)目（09BJL005）

王克林（1980-），男，河南登封人，博士研究生，講師，研究方向：社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查與分析。

（責(zé)任編輯/易永生）