晏艷陽(yáng)課題組

摘要：立足于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的視角，分別從總量、結(jié)構(gòu)、區(qū)域方面對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)現(xiàn)狀進(jìn)行描述，綜合運(yùn)用考慮突變點(diǎn)的協(xié)整及誤差修正模型、修正后的ELES模型、面板數(shù)據(jù)模型對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行考察，并得到相應(yīng)結(jié)論。在此基礎(chǔ)上，提出相應(yīng)政策建議以啟動(dòng)城鄉(xiāng)居民特別是農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民；收入消費(fèi)；動(dòng)態(tài)關(guān)系；

一引言

我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地依靠出口和投資。國(guó)內(nèi)有效需求不足成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展的最大障礙。特別是2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)的出口拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)遭受?chē)?yán)重影響，政府希望通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需來(lái)維持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)，使我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式向消費(fèi)拉動(dòng)型轉(zhuǎn)變。我國(guó)總需求不足的主要表現(xiàn)是最終消費(fèi)率的下降，而最終消費(fèi)率下降的原因又在于居民消費(fèi)率下降，究其根本在于農(nóng)村居民消費(fèi)水平太低。而與較大的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距相對(duì)應(yīng)的則是城鄉(xiāng)居民的收入差距，所以影響我國(guó)消費(fèi)需求增長(zhǎng)的主要原因應(yīng)是二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下居民的收入水平與收入結(jié)構(gòu)。對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行全面深入的分析，正確把握城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)與收入狀況，不僅在理論分析中有重要的地位，而且對(duì)于制定合理的消費(fèi)與收入政策，突破城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)生產(chǎn)與消費(fèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展，進(jìn)一步發(fā)揮消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)證分析

為全面具體地反映我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，分別從總量比較、結(jié)構(gòu)比較、區(qū)域比較三方面對(duì)其進(jìn)行考察。

（一）全國(guó)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)總量關(guān)系分析

1. 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

選取如下指標(biāo)作為解釋變量：（1）居民人均實(shí)際可支配收入(純收入)Yt；（2）利率Rt，選用一年期的加權(quán)平均存款利率；（3）收入的不確定性Ut，由居民人均收入偏離其平均值的絕對(duì)值得到。被解釋變量為居民人均實(shí)際消費(fèi)性支出Ct。

選取1978-2010年數(shù)據(jù)（來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》），并以1978年為基期的CPI指數(shù)（1978=100）進(jìn)行處理，消除通貨膨脹因素的影響。

2. 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析

對(duì)各變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)二階差分以后, 序列均達(dá)到平穩(wěn)?？梢赃M(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，研究變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

在實(shí)際情況中，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)的變化、相關(guān)政策的影響都可能造成變量關(guān)系的變化，即存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)使得變量關(guān)系不穩(wěn)定。因此運(yùn)用遞歸最小二乘法和chow突變檢驗(yàn)方法對(duì)模型平穩(wěn)性和突變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在2002年出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)突變現(xiàn)象。引入虛擬變量Dt：

Dt1.........t=1978-20010.........t=2002-2010

利用最小二乘估計(jì)，得回歸方程：

Ct=0.8403+0.6979Yt-0.0234Rt-0.0510Ut+0.0055Dt(1)

（6.9484）（69.4684）（-1.0323）（-3.6938）（0.3290）

R2=0.9981 F=3602.4680DW=2.0150

殘差項(xiàng)在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，說(shuō)明在考慮結(jié)構(gòu)突變的情況下，Ct、Yt、Rt、Ut之間存在協(xié)整關(guān)系。

同樣在考慮結(jié)構(gòu)突變的情況下，研究農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在2001、2005年，出現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變，引入虛擬變量D1t、D2t：

D1t1.........t=1978-20000.........其他

D2t1.........t=2001-20040.........其他

利用最小二乘估計(jì)，得到存在結(jié)構(gòu)突變情況下的回歸方程：

Ct=1.2528+0.3687Yt-0.0181Rt-0.0594Ut-0.8028D1t-0.5226D2t(2)

（6.7715）（5.8668）（-0.9866）（-0.6831）（-5.5100）（-4.4288）

R2=0.9431F=86.2202 DW=1.9941

殘差項(xiàng)在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，在考慮結(jié)構(gòu)突變的情況下，Ct、Yt、Rt、Ut之間存在協(xié)整關(guān)系。

比較而言，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系存在著如下不同之處：

第一，結(jié)構(gòu)突變發(fā)生在不同年份，即城鎮(zhèn)居民長(zhǎng)期均衡關(guān)系的突變點(diǎn)為2002年，2001年和2005年為農(nóng)村居民長(zhǎng)期均衡關(guān)系的突變點(diǎn)；

第二，城鄉(xiāng)居民的邊際消費(fèi)傾向不同，農(nóng)村居民低于城鎮(zhèn)居民。這主要是由于在我國(guó)，農(nóng)村居民對(duì)未來(lái)面臨醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等多重不確定性，從而使得其預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，即期消費(fèi)受到抑制。

3. 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入的短期均衡關(guān)系分析

突變檢驗(yàn)結(jié)果表明，在2002年城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)短期均衡模型出現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變，故引入虛擬變量Dt：

Dt1.........t=1978-20010.........t=2002-2010

擬合誤差修正模型即短期均衡模型為：

△Ct=0.6412△Yt-0.1140△Rt+0.0077△Ut+0.0204Dt-0.9800ecmt-1(3)

（12.5625）（-4.7225）（0.1499）（1.9907）（5.0463）

R2=0.9101F=64.8593DW=2.0891

對(duì)結(jié)構(gòu)突變下農(nóng)村居民短期均衡進(jìn)行分析，引入虛擬變量D1t、D2t：

D1t1.........t=1978-20000.........其他

D2t1.........t=2001-20040.........其他

擬合誤差修正模型即短期均衡模型為：

△Ct=0.0945+0.5359△Yt-0.0160△Rt-0.1040△Ut-0.0916D1t-0.0313D2t-0.5932ecmt-1(4)

(1.3507) (5.2811) (-0.7261) (-0.6400)(-1.1950)(-0.3415)(-2.2626)

R2=0.6405 F=7.1254 DW=1.8085

經(jīng)對(duì)比分析，城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)短期均衡關(guān)系中存在以下不同之處：

第一，收入的短期波動(dòng)對(duì)于城鎮(zhèn)居民的影響程度稍大于農(nóng)村居民。即在短期均衡中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變動(dòng)比農(nóng)村居民更大程度地依賴(lài)于收入的變動(dòng)。

第二，在短期均衡中，利率的短期波動(dòng)對(duì)于城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)變動(dòng)有負(fù)向影響，即表現(xiàn)出一定的替代效應(yīng)，但城鎮(zhèn)居民受其影響在統(tǒng)計(jì)上顯著。

第三，相比較而言，城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)短期均衡關(guān)系中的調(diào)整項(xiàng)為0.9800，農(nóng)村居民僅為0.5932，城鎮(zhèn)居民偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的短期調(diào)整力度強(qiáng)于農(nóng)村居民。

（二）全國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與收入的關(guān)系研究

1. 理論模型介紹

本文利用修正后的ELES模型，推出研究所需要的邊際消費(fèi)傾向計(jì)算式為：

（5）

第t年全部消費(fèi)者對(duì)第k項(xiàng)消費(fèi)品的邊際消費(fèi)傾向?yàn)椋?/p>

（6）

第i組消費(fèi)者對(duì)第k種消費(fèi)品T年平均的需求收入彈性為：

（7）

類(lèi)似地，第t年全部消費(fèi)者對(duì)第k項(xiàng)消費(fèi)品的需求收入彈性為：

（8）

其中，Qj為j商品的實(shí)際需求量，Pj表示j商品的價(jià)格，I為收入，表示第i組消費(fèi)者對(duì)第k種消費(fèi)品的T年平均邊際消費(fèi)傾向，V表示消費(fèi)者的總支出，是經(jīng)過(guò)價(jià)格調(diào)整后相應(yīng)支出在T年中的平均值。

2. 指標(biāo)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

選取2006-2010年數(shù)據(jù)（來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》），以2006年為基期的CPI指數(shù)（2006=100）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。

3．城鎮(zhèn)居民面板數(shù)據(jù)的ELES實(shí)證分析

分別利用（5）、（6）、（7）、（8）式進(jìn)行回歸，得到結(jié)論為：城鎮(zhèn)居民基本需求從大到小依次為食品、居住、衣著、教育文化娛樂(lè)服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、雜項(xiàng)商品及服務(wù)，其中食品支出所占比重最大，為51.35%；低收入城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向大致呈上升趨勢(shì)，中低收入、中等收入城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向在0.7的水平上波動(dòng)，中高收入、高收入階層的邊際消費(fèi)傾向呈遞減趨勢(shì)，這是引起城鎮(zhèn)居民整體邊際消費(fèi)傾向遞減的主要因素；八類(lèi)消費(fèi)品中，交通和通訊、教育文化娛樂(lè)服務(wù)邊際消費(fèi)傾向整體呈遞增趨勢(shì)，食品、衣著、居住、醫(yī)療保健邊際消費(fèi)傾向整體呈遞減趨勢(shì)，而家庭設(shè)備和雜項(xiàng)商品及服務(wù)的邊際消費(fèi)傾向基本上是穩(wěn)定的；在城鎮(zhèn)居民的八個(gè)消費(fèi)項(xiàng)目中，各收入階層平均收入彈性較小的食品、衣著、居住和醫(yī)療保健，分別為0.853、0.955、0.751、0.957，四種消費(fèi)項(xiàng)目表現(xiàn)為較大的剛性，需求量不會(huì)隨收入的增加而顯著增加；

4.農(nóng)村居民面板數(shù)據(jù)的ELES實(shí)證分析

分別利用（5）、（6）、（7）、（8）式對(duì)農(nóng)村居民相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，分析農(nóng)村居民收入消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況。得到結(jié)論如下：農(nóng)村居民基本需求從大到小依此為食品、居住、交通和通訊、教育文化娛樂(lè)服務(wù)、醫(yī)療保健、衣著、家庭設(shè)備、雜項(xiàng)商品及服務(wù)，其中食品所占比重為各消費(fèi)品之首；中等收入、中高收入和高收入階層的邊際消費(fèi)傾向大致呈上升趨勢(shì)，要刺激農(nóng)村居民的消費(fèi)，關(guān)鍵在于挖掘這三個(gè)階層的消費(fèi)潛力；八類(lèi)消費(fèi)品中，居住、家庭設(shè)備、交通和通訊及雜項(xiàng)商品是收入越高的家庭邊際消費(fèi)傾向越高，食品的邊際消費(fèi)傾向整體呈遞減趨勢(shì)，其余三類(lèi)消費(fèi)品的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)波動(dòng)態(tài)勢(shì)；在農(nóng)村居民的八個(gè)消費(fèi)項(xiàng)目中，彈性較小的有食品，這是由于生活必需品具有較大的需求剛性；衣著、居住、交通通訊、家庭設(shè)備、教育文化娛樂(lè)服務(wù)的需求收入彈性處于中間水平；醫(yī)療保健、雜項(xiàng)商品及服務(wù)的彈性較大，說(shuō)明當(dāng)收入增加時(shí)消費(fèi)者會(huì)較大地提高這類(lèi)消費(fèi)項(xiàng)目的消費(fèi)。

5.城鄉(xiāng)居民動(dòng)態(tài)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的對(duì)比

通過(guò)對(duì)比，城鄉(xiāng)居民動(dòng)態(tài)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的異同主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

（1）城鄉(xiāng)居民在基本消費(fèi)需求量的變化上表現(xiàn)一致。但是城鎮(zhèn)居民更加注重享受型消費(fèi)，在交通和通訊以及雜項(xiàng)商品和服務(wù)兩項(xiàng)上，農(nóng)村居民較城鎮(zhèn)居民更大；

（2）城鎮(zhèn)居民整體邊際消費(fèi)傾向呈平穩(wěn)下降趨勢(shì)，而農(nóng)村居民整體邊際消費(fèi)傾向?qū)嶋H是上升的；

（3）除低收入階層外，農(nóng)村居民各收入階層邊際消費(fèi)傾向都是隨著收入的增加而增加的，而城鎮(zhèn)居民情況相反；

（4）農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向最高的支出項(xiàng)為居住、醫(yī)療保健，而城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向最高的支出項(xiàng)為交通通訊和雜項(xiàng)商品及服務(wù)；

（5）在八個(gè)消費(fèi)項(xiàng)目中，城鄉(xiāng)居民彈性較小的消費(fèi)項(xiàng)都為食品、衣著；城鎮(zhèn)居民在交通和通訊、家庭設(shè)備和雜項(xiàng)商品及服務(wù)項(xiàng)目上的需求收入彈性較大。

（三）區(qū)域城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)關(guān)系比較研究

1．?dāng)?shù)據(jù)及變量

建立消費(fèi)收入關(guān)系模型：

Cit=αi+Yit βi+μit（9）

Cit表示第t時(shí)期第i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出， Yit 表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入或農(nóng)村地區(qū)人均純收入。

因西藏、臺(tái)灣、香港、澳門(mén)數(shù)據(jù)缺失和統(tǒng)計(jì)口徑不一致而未包含在研究范圍，本文選取我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)為樣本，并考慮到1997年重慶從四川分出成為獨(dú)立的直轄市，為保持研究樣本的一致及數(shù)據(jù)的縱向可比性，時(shí)間區(qū)間定為1997-2009年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于1998-2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)使用線性插值法做了補(bǔ)充。所有數(shù)據(jù)以1997年各地的有關(guān)價(jià)格指數(shù)為基期（1997=100）進(jìn)行平減。

2．參數(shù)估計(jì)及結(jié)果

首先根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局資料將我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)、直轄市分為東、中、西三大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括北京、天津、上海、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西、海南12省；中部地區(qū)包括湖南、湖北、河南、山西、安徽、江西、黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古9??；西部地區(qū)包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、四川、貴州、云南、重慶9省。

利用hausman檢驗(yàn)方法來(lái)識(shí)別收入消費(fèi)關(guān)系模型的形式，各區(qū)域的城鎮(zhèn)地區(qū)和西部農(nóng)村地區(qū)采用固定效應(yīng)模型，東部、中部的農(nóng)村地區(qū)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。利用FGLS方法對(duì)各區(qū)域城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，如表1所示：

東、中和西部的城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向都高于農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向。從地區(qū)對(duì)比的結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向從小到大依次是中、東、西部，其中中部與東部差別不是很大；農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向及其差別從小到大依次是西、東、中部。

三 結(jié)論及政策建議

本文對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行考察，得到如下結(jié)論：

從總量上來(lái)看，1978-2008年間全國(guó)城鄉(xiāng)收入比總趨勢(shì)擴(kuò)大且農(nóng)村居民收入兩極分化更為嚴(yán)重。長(zhǎng)期來(lái)看，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向略高于農(nóng)村居民；利率對(duì)于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響不存在顯著影響，主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)；收入不確定性對(duì)于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)基本相同。短期來(lái)看，收入的短期波動(dòng)對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)短期波動(dòng)的影響程度稍大于農(nóng)村；利率的短期波動(dòng)表現(xiàn)出替代效應(yīng)。

從結(jié)構(gòu)上來(lái)看，農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向最高的支出項(xiàng)為居住、醫(yī)療保健，而城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向最高的支出項(xiàng)為交通通訊和雜項(xiàng)商品及服務(wù)；城鄉(xiāng)居民彈性較小的消費(fèi)項(xiàng)都為食品、衣著；城鎮(zhèn)居民在交通和通訊、家庭設(shè)備和雜項(xiàng)商品及服務(wù)項(xiàng)目上的需求收入彈性較大。

從區(qū)域上來(lái)看，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部和東部，東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比最低，城鄉(xiāng)消費(fèi)比從低到高依此為東、中部、部。城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向從小到大依次是中、東、西部，其中中部與東部差別不是很大；農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向從小到大依次是西、東、中部；從農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向的差別來(lái)看，從小到大依次為西、東、中部。

根據(jù)上述結(jié)論，我們應(yīng)從以下五方面入手，以擴(kuò)大我國(guó)有效內(nèi)需，減少城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)和諧發(fā)展：提高農(nóng)村居民的絕對(duì)收入，擴(kuò)大居民消費(fèi)需求；穩(wěn)健推進(jìn)消費(fèi)信貸，提高消費(fèi)支付能力；挖掘消費(fèi)潛力，培育消費(fèi)熱點(diǎn)；減少居民收入的不確定性，樹(shù)立消費(fèi)信心；擴(kuò)大對(duì)西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，縮小區(qū)域城鄉(xiāng)差距。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張艷華, 李秉龍. 中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距與消費(fèi)需求的定量研究[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2004(7): 4~7.

[2] 蘇良軍, 何一峰, 金賽男. 中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的面板數(shù)據(jù)協(xié)整研究[J]. 2006(5): 65~72.

[3] 林江鵬, 劉旺霞, 黃永明. 我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)支出關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索, 2007(4): 116~122.

[4] 耿修林. 不同收入等級(jí)下城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)比較[J]. 統(tǒng)計(jì)與信息論壇, 2009(12): 72~79.

[5] 孫燕. 含結(jié)構(gòu)突變的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入的長(zhǎng)短期關(guān)系[J]. 統(tǒng)計(jì)研究, 2010(2): 22~29.