胡 瑤

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，武漢430073）

1 中部六省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的現(xiàn)狀

首先從最終消費(fèi)率來(lái)看，1999～2009年，無(wú)論是中部地區(qū)還是全國(guó)，最終消費(fèi)率有不斷下降的趨勢(shì)，11年間大約下降了10～15個(gè)百分點(diǎn)。除安徽和湖南外，其他中部省份的最終消費(fèi)率多數(shù)年份都低于全國(guó)平均水平。近十年來(lái)，山西、河南、湖北三地的最終消費(fèi)率較低，比中部地區(qū)其他三省低10個(gè)百分點(diǎn)左右。具體來(lái)說(shuō)從1999～2009年，山西最終消費(fèi)率從56.9%下降至45.5%，安徽最終消費(fèi)率從64%下降至51.5%，江西最終消費(fèi)率從63.2%下降至46.3%，河南最終消費(fèi)率從51.5%下降至44.9%，湖北最終消費(fèi)率從51.4%上升至57.8%，湖南最終消費(fèi)率66.5%下降至50.9%；而全國(guó)的平均水平則從66.1%下降至48%。然后對(duì)中部六省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平進(jìn)行比較分析。1999～2009年期間，中部六省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出全面落后全國(guó)平均水平，其中安徽、江西的消費(fèi)支出僅占全國(guó)平均水平的2/3左右，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)能力較為有限。2001～2009年，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的全國(guó)平均水平從7161元增加至14628元；安徽的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(lái)說(shuō)，長(zhǎng)期以來(lái)中部六省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求不振的現(xiàn)象十分明顯，并且全國(guó)平均水平相比形勢(shì)更為嚴(yán)峻。

2 面板模型的選擇與檢驗(yàn)

2.1 國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求研究綜述

消費(fèi)需求問(wèn)題受到了學(xué)者的廣泛關(guān)注。目前國(guó)內(nèi)對(duì)于消費(fèi)需求的研究主要是從以下幾個(gè)方面進(jìn)行的：第一類是關(guān)于消費(fèi)函數(shù)的研究，主要是利用計(jì)量模型驗(yàn)證消費(fèi)與收入之間的函數(shù)關(guān)系。廖成林等利用協(xié)整理論驗(yàn)證了總消費(fèi)與GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。李鯤鵬重新對(duì)我國(guó)消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，卻發(fā)現(xiàn)總消費(fèi)與GDP之間不存在協(xié)整關(guān)系。杭斌、申春蘭發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)與收入之間存在變協(xié)整關(guān)系。駱祚炎驗(yàn)證了廣東省居民可支配收入與消費(fèi)支出的協(xié)整關(guān)系。于茂薦、孫元欣發(fā)現(xiàn)在國(guó)民收入部門分配層面，居民消費(fèi)和勞動(dòng)者報(bào)酬、GDP存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。第二類是對(duì)消費(fèi)需求影響因素的研究。李文星探討了人口特征對(duì)于消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)并不是導(dǎo)致中國(guó)消費(fèi)率較低的主要原因。伍曉榕等分析了收入分配對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響，認(rèn)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(fèi)需求結(jié)構(gòu)。溫嬌秀研究發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)政府支出與居民消費(fèi)時(shí)互補(bǔ)關(guān)系，但長(zhǎng)期內(nèi)二者為替代關(guān)系。還有學(xué)者從居民消費(fèi)方式和消費(fèi)結(jié)構(gòu)入手研究。黃婷分析了上海市民的收入與消費(fèi)特點(diǎn)及其發(fā)展趨勢(shì)。臧旭恒、裴春霞對(duì)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)模式做了比較，提出應(yīng)更加關(guān)注農(nóng)村消費(fèi)問(wèn)題。彭必源、黃宏磊研究了湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)，并且提出了相應(yīng)對(duì)策。

2.2 消費(fèi)函數(shù)的選擇

通過(guò)相關(guān)數(shù)據(jù)做城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)收入的散點(diǎn)圖，如圖1所示，容易看出居民消費(fèi)性支出與可支配收入很有可能呈線性相關(guān)關(guān)系?？紤]到變量的面板數(shù)據(jù)格式可能存在的非線性關(guān)系、非平穩(wěn)序列等問(wèn)題，對(duì)以上變量都采用了對(duì)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(fèi)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(jì)參數(shù)，μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)，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(fèi)對(duì)收入的散點(diǎn)圖

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出作為對(duì)其消費(fèi)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(duì)被解釋變量即城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的影響。具體來(lái)說(shuō)，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(fèi)支出兩個(gè)指標(biāo)，以其進(jìn)行面板模型分析，數(shù)據(jù)來(lái)自相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.4 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸的發(fā)生，需要先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。本文采用LLC和IPS方法對(duì)變量包含截距和趨勢(shì)項(xiàng)的情況進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和相伴概率見(jiàn)表1。結(jié)果表明：采用這兩種方法對(duì)LnCP和LnIP這兩個(gè)變量及其一階差分值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，相伴概率拒絕原假設(shè)，表明變量不存在單位根，LnCP和LnIP這兩個(gè)序列是平穩(wěn)的。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.5 模型的選擇與分析

用Eviews軟件對(duì)該面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，不同模型下的主要統(tǒng)計(jì)量如表2所示：

表2 主要統(tǒng)計(jì)量匯總

由表2可知：混合模型的R2=0.972說(shuō)明模型的擬合程度較好，但是DW=0.204說(shuō)明模型存在嚴(yán)重的自相關(guān)。而在不帶AR項(xiàng)的個(gè)體固定效應(yīng)模型中，由于DW=0.939＜dL=1.55，故存在較強(qiáng)的自相關(guān)，因此可以考慮建立含有AR項(xiàng)的個(gè)體固定效應(yīng)模型。由于DW=1.69＞dU=1.60，所以帶AR項(xiàng)的個(gè)體固定效應(yīng)模型較好地解決了自相關(guān)問(wèn)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(dāng)25-（OH）D3低水平時(shí)可引起心室肥厚、血壓升高、心功能惡化、心力衰竭等，因此機(jī)體25-（OH）D3缺乏與多種心血管疾病的發(fā)生密切相關(guān)［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(jié)果提示，25-（OH）D3降低會(huì)增加AMI患者并發(fā)惡性心律失常的概率。

相對(duì)于混合估計(jì)模型來(lái)說(shuō)，是否有必要建立個(gè)體固定效應(yīng)模型可以通過(guò)F檢驗(yàn)來(lái)完成。因?yàn)椋跃芙^原假設(shè)，建立帶AR項(xiàng)的個(gè)體固定效應(yīng)模型。此時(shí)R2=0.995，表明各解釋量對(duì)消費(fèi)性支出的解釋能力達(dá)到了99.5%。

個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型應(yīng)為：

其中D2，…，D6的定義是：

用Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)確定應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為H=7.418，對(duì)應(yīng)的概率為0.0065，說(shuō)明檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，應(yīng)當(dāng)建立固定效應(yīng)模型。

綜上分析，中部六省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求應(yīng)當(dāng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。模型的估計(jì)結(jié)果為：

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

2.6 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

在得出面板數(shù)據(jù)不存在單位根后，再檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否存在協(xié)整關(guān)系。在檢驗(yàn)一組序列的協(xié)整性或長(zhǎng)期均衡關(guān)系之前應(yīng)該首先檢驗(yàn)序列的單積次數(shù)。本文采用Fisher（combined Johansen）檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的對(duì)數(shù)（LnCP）與人均可支配收入的對(duì)數(shù)(LnIP)之間是否存在協(xié)整關(guān)系。由表3可知，檢驗(yàn)拒絕了LnCP和LnIP之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)、但不能拒絕至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此兩者存在協(xié)整關(guān)系，即LnCP和LnIP之間是長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

表3 Johansen Fisher面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3 計(jì)量分析的結(jié)論

通過(guò)以上的計(jì)量分析，我們可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

（1）在中部六省，城鎮(zhèn)居民的可支配收入和上期消費(fèi)狀況對(duì)當(dāng)期消費(fèi)需求有顯著影響；同時(shí)城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費(fèi)性支出之間也存在協(xié)整關(guān)系，即兩者存在長(zhǎng)期均衡的穩(wěn)定關(guān)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(fèi)需求不振的問(wèn)題。

（2）中部六省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)收入的彈性較高，達(dá)到了0.857。根據(jù)祁京梅（2008）這一結(jié)果略高于全國(guó)平均水平。這可能與模型選取與數(shù)據(jù)處理有關(guān)。但是這基本符合客觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，中部六省城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾較高說(shuō)明中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入偏低，經(jīng)濟(jì)還不夠發(fā)達(dá)，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(fèi)需求存在一定差異，但差異不大。中部六省的邊際消費(fèi)傾向大體相同，差異主要體現(xiàn)在自發(fā)性消費(fèi)上，其中湖南、湖北、安徽的自發(fā)性消費(fèi)能力較強(qiáng)，而山西、河南、江西的自發(fā)性消費(fèi)能力較弱，這基本也與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r一致。

（4）居民消費(fèi)有一定的慣性，即當(dāng)期消費(fèi)要受上期消費(fèi)水平的影響。

第五，居民消費(fèi)同收入呈同方向變動(dòng)，即隨著收入水平的提高，居民消費(fèi)將增加。這實(shí)際上是消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度密切相關(guān)的具體體現(xiàn)。

4 政策建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，針對(duì)中部六省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)特點(diǎn)，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

（1）引導(dǎo)消費(fèi)者轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)觀念，建立積極的消費(fèi)理念。通過(guò)宣傳使人們改變依靠積蓄消費(fèi)的保守觀念，排除由于認(rèn)識(shí)偏誤給人們消費(fèi)觀念更新帶來(lái)的束縛。積極推廣信用消費(fèi)等現(xiàn)代消費(fèi)方式，通過(guò)消費(fèi)實(shí)踐來(lái)引導(dǎo)人們消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變和更新，使人們逐步做到敢于消費(fèi)、善于消費(fèi)。

（2）調(diào)整初次分配格局，提高勞動(dòng)者報(bào)酬比重。勞動(dòng)者報(bào)酬比重的提高對(duì)居民消費(fèi)率的影響甚大。長(zhǎng)期以來(lái)，中部六省的勞動(dòng)報(bào)酬都低于全國(guó)平均水平。因此中部六省更需要擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展，就有必要重視勞動(dòng)者報(bào)酬在國(guó)民收入中的比重。就具體操作而言，國(guó)家有必要提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并實(shí)行工資集體協(xié)商制度，使工資增長(zhǎng)制度化。另一方面，國(guó)家也有必要改革個(gè)人所得稅制度以及征管方式，特別是對(duì)工資薪金這一部分，要減少級(jí)次、擴(kuò)大級(jí)距，努力減輕中低收入群體的納稅負(fù)擔(dān)。

（3）努力增加就業(yè)，提高居民收入。就業(yè)是收入的基本來(lái)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(kuò)大的一個(gè)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(wú)業(yè)人員，他們沒(méi)有穩(wěn)定的工作和收入來(lái)源，成為城市貧困的新群體。因此，政府應(yīng)該進(jìn)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(qiáng)對(duì)下崗職工的職業(yè)培訓(xùn)，為實(shí)現(xiàn)再就業(yè)創(chuàng)造條件；另一方面制定鼓勵(lì)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(fù)擔(dān)，大力發(fā)展非公有經(jīng)濟(jì)和勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，增加就業(yè)崗位，加大對(duì)低收入群體的教育投入，努力實(shí)現(xiàn)居民就業(yè)的機(jī)會(huì)均等。

此外，要充分挖掘消費(fèi)潛力，把經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)結(jié)合起來(lái)，使其適應(yīng)居民消費(fèi)需求的變化，；要建立適合我國(guó)國(guó)情的社會(huì)保障體系，化解人們的后顧之憂，增強(qiáng)消費(fèi)的安全感，從而全面提升居民消費(fèi)意愿和能力。

[1]蔣春秀.國(guó)居民消費(fèi)率偏低的省際因素分析——來(lái)自省級(jí)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2010,（6）.

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