薛 瑞，張小斐，田金方

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引 言

我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入自2002-2010年實(shí)現(xiàn)了一次翻番。但隨著經(jīng)濟(jì)總量基數(shù)的擴(kuò)大、發(fā)展過程中瓶頸的出現(xiàn)，如何提前實(shí)現(xiàn)“十八大”提出的“到2020年實(shí)現(xiàn)居民收入再次翻番”的目標(biāo)？這須有相應(yīng)的政策機(jī)制來(lái)保證。在影響居民收入方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)起主導(dǎo)作用［1］。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一方面通過改變居民的財(cái)產(chǎn)性收入、勞務(wù)性收入和要素性收入來(lái)提高居民可支配收入或純收入；另一方面將通過提高生產(chǎn)力來(lái)增加勞動(dòng)需求，減少周期性失業(yè)，從而提高居民的收入。拉動(dòng)內(nèi)需是近幾年來(lái)國(guó)家轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式保證經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定增長(zhǎng)的一個(gè)重要舉措，居民消費(fèi)需求是國(guó)內(nèi)需求的重要方面。居民消費(fèi)水平的提升，引起內(nèi)需的增加，將吸引更多的投資，無(wú)論從資本積累、技術(shù)引進(jìn)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化方面，還是從新廠建立來(lái)增加就業(yè)崗位方面，都能很大程度地帶動(dòng)居民收入的增加。特別地，鑒于城鄉(xiāng)居民人口數(shù)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和消費(fèi)傾向等方面的差異，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的收入影響必然不同。

那么，究竟經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)孰輕孰重？究竟經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的影響差異如何？基于此，本文為了研究應(yīng)該實(shí)施怎樣的差別政策來(lái)實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入到2020年的同時(shí)倍增，引入變參數(shù)模型(Time-Varying Parameter Model)，橫向分析山東省地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)度，縱向研究各指標(biāo)對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入貢獻(xiàn)的差異性，從長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡方面說明城鄉(xiāng)居民收入的經(jīng)濟(jì)影響因素及差別刺激政策實(shí)施的必要性。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于居民收入刺激機(jī)制的研究，最早可追溯至20世紀(jì)中葉，經(jīng)濟(jì)學(xué)家西蒙·庫(kù)茨涅茲針對(duì)發(fā)展中國(guó)家同時(shí)出現(xiàn)的高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率以及收入不均衡的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，提出“倒U型假設(shè)”理論，并指出在居民收入問題的改善中，政府處于主導(dǎo)地位，這個(gè)理論對(duì)于指導(dǎo)發(fā)展中國(guó)家的政策制定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的啟示意義。

但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這一理論的適用性受到質(zhì)疑。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)我國(guó)的實(shí)際情況，研究分析了影響居民收入的因素，得出諸多可用性結(jié)論。首先，在質(zhì)化分析層面，改革開放初期，農(nóng)村聯(lián)產(chǎn)承包制的實(shí)行極大促進(jìn)了農(nóng)村資源配置的結(jié)構(gòu)完善，使得農(nóng)民收入得到顯著提高；而城市的體制改革、工資體制以及利益推動(dòng)機(jī)制等方面存在問題，使城鎮(zhèn)居民的可支配收入增長(zhǎng)緩慢［2］。隨著改革開放的進(jìn)一步深化，農(nóng)民的收入?yún)s因戶籍制度等城市傾向性政策而受到限制，極大地阻礙了農(nóng)村人口向城市的流入，從而在一定程度上影響了農(nóng)民的收入［3］?？梢?，居民收入結(jié)構(gòu)需要轉(zhuǎn)型，而影響其轉(zhuǎn)型的成因與對(duì)策就在于調(diào)整收入分配制度、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的偏差等［4］，并且要素收入分配與居民收入分配之間確實(shí)存在密切聯(lián)系［5］。

其次，在量化分析層面，林白鵬(1994)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)1985-1990年期間，城鎮(zhèn)居民的收入水平比農(nóng)村居民高出1倍左右，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平比農(nóng)村居民高出1.2倍［6］。之后的研究中，國(guó)內(nèi)學(xué)者利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法研究了全國(guó)及各省市城鄉(xiāng)居民收入分布，及其結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式間的關(guān)系［7-8］。還有學(xué)者就城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民收入與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行了研究，針對(duì)制約因素，提出對(duì)策建議［9-10］。

縱觀已有文獻(xiàn)，在取得研究成果的同時(shí)，也存在一定的局限性，主要表現(xiàn)在如下三個(gè)方面：第一，進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，大都采用固定參數(shù)模型，實(shí)際上忽略了解釋因素對(duì)居民收入的動(dòng)態(tài)刺激，貢獻(xiàn)固定的結(jié)論顯然不合實(shí)際；第二，對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村收入水平貢獻(xiàn)差異的研究較為鮮見；第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)對(duì)居民收入的影響孰輕孰重，未予給出。鑒于上述局限性，本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，做出一些修正和改善。針對(duì)固定參數(shù)的缺陷，本文引入變參數(shù)模型，可以有效地分析解釋變量與城鄉(xiāng)居民收入的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，使實(shí)證分析更貼近現(xiàn)實(shí)，能更真實(shí)地反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況。同時(shí)，選取山東省地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費(fèi)支出解釋城鄉(xiāng)居民收入，不僅橫向分析了地區(qū)生產(chǎn)總值和最終消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)度，而且縱向比較了二者對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村貢獻(xiàn)度的差異，能更全面、準(zhǔn)確地分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，從而為合理的居民收入刺激政策的實(shí)施提供了積極的理論依據(jù)。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)獲取及變量說明

本文選取1978-2011年山東省地區(qū)生產(chǎn)總值、最終消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入以及農(nóng)村居民家庭人均純收入作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，分別代表山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)、城鎮(zhèn)居民收入以及農(nóng)村居民收入，來(lái)分析山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)差異。之所以選取上述時(shí)間段的數(shù)據(jù)是因?yàn)椋阂环矫妫?978年實(shí)行改革開放以來(lái)，從整體發(fā)展態(tài)勢(shì)上，生產(chǎn)總值、居民收入和消費(fèi)都呈現(xiàn)出驚人的增長(zhǎng)速度，展現(xiàn)了中國(guó)真實(shí)的發(fā)展?jié)摿?；另一方面，十一屆三中全?huì)后中國(guó)開始嘗試實(shí)行社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，突破了高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)也由人民公社體制轉(zhuǎn)變?yōu)榧彝ヂ?lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，從經(jīng)濟(jì)制度上實(shí)現(xiàn)了由市場(chǎng)來(lái)配置資源、人民生活水平實(shí)質(zhì)性的改善。研究這一時(shí)間段城鄉(xiāng)居民收入的變化和影響因素，對(duì)于今后居民收入的進(jìn)一步提高有著至關(guān)重要的借鑒和啟示作用。為了去除通貨膨脹對(duì)研究問題效果的影響，本文根據(jù)山東省居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(以1978年為基期)將各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減，得到相應(yīng)的不變價(jià)格數(shù)據(jù)。山東省地區(qū)生產(chǎn)總值、最終消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入分別表示為：GRP、CS、CINC、RINC，數(shù)據(jù)單位：GRP、CS為億元，CINC、RINC為元。資料來(lái)源于2012《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)模型設(shè)定

山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的關(guān)系分析可在如下的多變量函數(shù)框架內(nèi)進(jìn)行：

其中，CINCt、RINCt分別為第t期城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入；GRPt、CSt分別為第t期山東省地區(qū)生產(chǎn)總值、最終消費(fèi)支出；μt為隨機(jī)干擾項(xiàng)；α、β為待估固定參數(shù)。

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)的直觀分析，為了更準(zhǔn)確地分析山東省地區(qū)生產(chǎn)總值與最終消費(fèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)差異，以及可能存在的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，對(duì)模型(1)、(2)進(jìn)行變參數(shù)修正，借助Hamilton(1994)［11］和Harry(1999)［12］的建模思想，結(jié)合本文所選取的變量，所構(gòu)造的變參數(shù)模型如下：

1.城鎮(zhèn)居民收入的變參數(shù)模型

2.農(nóng)村居民收入的變參數(shù)模型

兩模型中均假定

從兩模型中可見，與不變參數(shù)模型不同，變參數(shù)模型是基于狀態(tài)空間模型，由量測(cè)方程和狀態(tài)方程構(gòu)成，其中狀態(tài)方程展示了參數(shù)的動(dòng)態(tài)變化模式。本文中方程(3)、(6)是量測(cè)方程，能分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)與城鄉(xiāng)居民收入之間的一般關(guān)系；方程(4)、(5)、(7)、(8)稱為狀態(tài)方程，它描述了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)與城鄉(xiāng)居民收入之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，也正是變參數(shù)模型較之固定參數(shù)模型的優(yōu)勢(shì)。在狀態(tài)方程中，本文假定可變參數(shù)均服從于AR(1)模型。μt、εt和ηt是互相獨(dú)立，且服從零均值、常數(shù)方差的正態(tài)分布。

四、模型估計(jì)與協(xié)整性分析

(一)模型估計(jì)

將GRP、CS、CINC以及RINC用CPI平減為以1978年為基期的不變價(jià)格數(shù)據(jù)，分別代入城鎮(zhèn)居民收入模型與農(nóng)村居民收入模型，運(yùn)行Eviews6.0得到變參數(shù)模型的如下估計(jì)：

1.城鎮(zhèn)居民收入的變參數(shù)模型Ⅰ

2.農(nóng)村居民收入的變參數(shù)模型Ⅱ

其中，模型Ⅰ兩個(gè)變參數(shù)的Z統(tǒng)計(jì)量分別為9.8267和10.3541，P值均為0；模型Ⅱ兩個(gè)變參數(shù)的Z統(tǒng)計(jì)量分別為-10.53145和8546.337，P值也均為0。估計(jì)結(jié)果表明，模型通過顯著性檢驗(yàn)，且由模型Ⅰ、Ⅱ中的狀態(tài)方程可見，變參數(shù)αt、βt均服從AR(1)過程，即各貢獻(xiàn)系數(shù)均為一階向量自回歸過程。

表1給出了1985-2011年變參數(shù) α1t、β1t、 α2t以及 β2t的估計(jì)值，由于受初始值的選取影響，早期的估計(jì)值不能真實(shí)地反應(yīng)實(shí)際情況，故從1985年開始討論。從表1中α1t和β1t的估計(jì)值易窺知：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)系數(shù)分別集中在0.25～0.4、0.55～0.65區(qū)間內(nèi)，可分別解釋為山東省GRP每增長(zhǎng)1億元，將帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加0.25～0.4元；山東省最終消費(fèi)支出每增長(zhǎng)1億元，將引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加0.55～0.65元。顯見，刺激消費(fèi)需求與加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相比，刺激消費(fèi)需求拉動(dòng)城鎮(zhèn)居民可支配收入的政策效應(yīng)將更加突出。再觀之α2t與β2t的估計(jì)值，此結(jié)論尤為明顯：GRP每增長(zhǎng)1億元將推動(dòng)農(nóng)村人均純收入大致增加0.05～0.2元，最終消費(fèi)支出每增長(zhǎng)1億元，將帶動(dòng)農(nóng)村人均純收入大致增加0.75～0.9元。因此，模型的估計(jì)結(jié)果表明，不論是對(duì)于城市還是農(nóng)村，刺激消費(fèi)需求較之加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，均能促進(jìn)居民收入更快增長(zhǎng)。

表1 變參數(shù)估計(jì)值

在橫向地比較了同模型內(nèi)各解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力后，本文將目光轉(zhuǎn)至縱向地比較兩模型之間的差異。

首先，從GRP的貢獻(xiàn)角度出發(fā)，圖1展示了α1t和α2t的估計(jì)值。從圖中直觀地得出GRP對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(CINC)的貢獻(xiàn)要顯著高于對(duì)農(nóng)村居民人均純收入(RINC)，且從1992年開始，貢獻(xiàn)差距大致維持在0.3附近，至1993年達(dá)到差距最大化。事實(shí)上，1992年鄧小平發(fā)表了改變中國(guó)命運(yùn)的南巡講話，強(qiáng)調(diào)要解放生產(chǎn)力，集中力量進(jìn)行經(jīng)濟(jì)建設(shè)；時(shí)間檢驗(yàn)了這一偉大講話的正確性，我國(guó)經(jīng)濟(jì)自此走上了更加快速發(fā)展的道路。而這也加快了城市化進(jìn)程的步伐，城鎮(zhèn)居民收入顯著增加，農(nóng)村居民收入增加相對(duì)緩慢，即圖1中自1992年開始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)差異也開始拉大。特別需要注意的是，自2005年開始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的貢獻(xiàn)差異逐步縮小，并于2011年下降至0.15左右，并呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢(shì)。實(shí)際上，2005年召開黨的十六屆五中全會(huì)，會(huì)中提出要建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村；這一政策的提出，無(wú)疑對(duì)農(nóng)村居民收入的提高起到了重要促進(jìn)作用?？梢?，山東省大力加強(qiáng)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)，促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)不斷增強(qiáng)，雖然暫時(shí)不及城鎮(zhèn)居民收入的增加，但貢獻(xiàn)差異的縮小將是未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)的發(fā)展趨勢(shì)。

圖1 1985-2011山東省地區(qū)生產(chǎn)總值(GRP)變參數(shù)估計(jì)值

其次，從最終消費(fèi)支出(CS)貢獻(xiàn)角度出發(fā)，圖2給出了β1t和β2t的估計(jì)值。易見，最終消費(fèi)支出(CS)對(duì)城市居民收入的貢獻(xiàn)與對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)出此消彼長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，但整體而言，CS對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)要顯著高于對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)。實(shí)際上，由于農(nóng)村居民收入較城市居民收入明顯偏低，且經(jīng)濟(jì)學(xué)中認(rèn)為低收入者對(duì)價(jià)格變動(dòng)彈性較大，故農(nóng)村居民對(duì)消費(fèi)的需求彈性要更大，致使最終消費(fèi)的小幅變化將帶來(lái)農(nóng)村居民收入相對(duì)大幅變動(dòng)，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)要更大。由于農(nóng)村居民對(duì)價(jià)格變動(dòng)的彈性較大，其貢獻(xiàn)的波動(dòng)性較之城鎮(zhèn)居民也要更強(qiáng)，故圖2中最終消費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民人均純收入貢獻(xiàn)的波動(dòng)性要更強(qiáng)，出現(xiàn)了3個(gè)較大的波動(dòng)期，而對(duì)城鎮(zhèn)居民收入貢獻(xiàn)的波動(dòng)整體上較為溫和。在兩者共同的波動(dòng)期(2005年至今)中，居民消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)初期顯著增加，而后上升到一個(gè)水平后，呈現(xiàn)出“著陸”狀態(tài)；在此波動(dòng)期內(nèi)，居民消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)卻顯著減少，而在后期呈現(xiàn)出一定程度的抬頭態(tài)勢(shì)。這和GRP縱向貢獻(xiàn)差異分析中，2005年黨的十六屆五中全會(huì)提出的建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村政策是交相呼應(yīng)的。農(nóng)村作為潛力巨大的消費(fèi)市場(chǎng)，在建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村的路途中，我國(guó)政府應(yīng)大力刺激農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，進(jìn)而其反過來(lái)又促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平的提高，最終將促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

圖2 1985-2011山東省最終消費(fèi)支出(CS)變參數(shù)估計(jì)值

(二)變參數(shù)協(xié)整分析

為了檢驗(yàn)上述估計(jì)結(jié)果的可靠性，還須對(duì)變參數(shù)模型描述的山東省城鄉(xiāng)居民收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析。與固定參數(shù)模型不同的是，變參數(shù)模型描述的是一種不斷變化的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文采用的協(xié)整檢驗(yàn)方法是Engle和Granger的兩步法(EG檢驗(yàn))［13］。

1.單位根檢驗(yàn)

表2給出了ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果，檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后步長(zhǎng)根據(jù)Schwarz信息準(zhǔn)則確定。易見，變量CINC、RINC、GRP以及CS的水平值以及一階差分值均為非平穩(wěn)，而其二階差分值在5%的顯著性水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)性。因此，可以認(rèn)為被解釋變量與各解釋變量都是二階單整序列。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)

EG檢驗(yàn)的第一步是估計(jì)模型，第二步則利用模型的殘差、也即均衡誤差μt的估計(jì)值建立模型，并對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明均衡誤差為平穩(wěn)時(shí)間序列，則認(rèn)為協(xié)整方程成立。在第三部分已經(jīng)得到變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果，故可直接對(duì)兩模型的誤差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：

表3給出的誤差單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，變參數(shù)模型Ⅰ、Ⅱ的回歸殘差均為平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，模型的估計(jì)結(jié)果是可靠的，即CINC與GRP、CSR之間，RINC與GRP、CS之間存在長(zhǎng)期不斷變化的協(xié)整關(guān)系。特別地，從變參數(shù)模型與固定參數(shù)模型的殘差t統(tǒng)計(jì)量比較上，可明顯看出變參數(shù)模型要更為顯著。

表3 殘差平穩(wěn)性的EG檢驗(yàn)

可見，采用變參數(shù)模型，較之常參數(shù)模型優(yōu)勢(shì)更為明顯：首先，對(duì)山東省城鄉(xiāng)居民收入的刺激機(jī)制可以拓展到動(dòng)態(tài)領(lǐng)域，研究解釋變量的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)模式，便于理解其與被解釋變量間的動(dòng)態(tài)作用模式；其次，統(tǒng)計(jì)上的檢驗(yàn)結(jié)果亦表明，采用變參數(shù)模型要在顯著性上更勝常參數(shù)模型一籌，其統(tǒng)計(jì)解釋能力更強(qiáng)，可信度更高。

五、結(jié)論與政策建議

改革開放以來(lái)，特別上世紀(jì)90年代開始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，居民收入普遍增長(zhǎng)，生活水平大幅提高。但在國(guó)民總收入維持在高水平增長(zhǎng)的同時(shí)，居民收入增幅卻持續(xù)低于國(guó)民總收入增幅。究竟該如何提高居民收入呢？針對(duì)“十八大”提出的到2020年實(shí)現(xiàn)居民收入翻倍的目標(biāo)，本文利用變參數(shù)模型，運(yùn)用山東省1978-2011年城鄉(xiāng)居民收入、地區(qū)生產(chǎn)總值以及居民消費(fèi)數(shù)據(jù)分析了山東省城鄉(xiāng)居民收入的影響機(jī)制。由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入之間存在著較大的差異，故本文將居民收入細(xì)分為城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)村居民收入，橫向與縱向?qū)Υ碳C(jī)制進(jìn)行了比較。由此得出的結(jié)論應(yīng)該說客觀地刻畫了地區(qū)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響，可為山東省制定提高城鄉(xiāng)居民收入的政策提供理論支持，這主要體現(xiàn)為：①橫向比較影響居民收入的因素中，不論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，居民消費(fèi)對(duì)居民收入的促進(jìn)作用較之經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要更為明顯，體現(xiàn)了居民消費(fèi)在拉動(dòng)城鄉(xiāng)居民收入方面的重要地位；②縱向比較生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)各自對(duì)城鎮(zhèn)以及農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)差異中，由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加要高于農(nóng)村居民人均純收入的增加，但貢獻(xiàn)差異在逐漸縮小。由居民消費(fèi)的提高促進(jìn)的農(nóng)村居民人均純收入的提高要顯著高于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，縱向差異分析著重體現(xiàn)了刺激農(nóng)村居民消費(fèi)在提高居民收入中不可或缺的地位。因此，基于本文實(shí)證結(jié)論，建議：

第一，在關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，著重?cái)U(kuò)大居民消費(fèi)需求。保持經(jīng)濟(jì)又好又快地發(fā)展，是城鄉(xiāng)居民收入快速增加的重要前提，要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，必須加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，其中，擴(kuò)內(nèi)需促消費(fèi)又是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的基點(diǎn)。因此，要更好地帶動(dòng)居民收入的增長(zhǎng)，應(yīng)著力擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求，特別是居民消費(fèi)需求。各區(qū)域可據(jù)其自然優(yōu)勢(shì)，發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，使自然優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，加快培養(yǎng)一批拉動(dòng)力強(qiáng)的消費(fèi)新增長(zhǎng)點(diǎn)，包括文化消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)、服務(wù)消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)等；大力加快發(fā)展生活性服務(wù)業(yè)及其他與百姓的需求相結(jié)合的行業(yè)，充分挖掘我國(guó)內(nèi)需的巨大潛力，并加快形成消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新局面，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)居民收入的拉動(dòng)作用。

第二，加大促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)的政策實(shí)施力度。首先，建立、健全農(nóng)村最低生活保障制度，提高社會(huì)保障水平。應(yīng)逐步加大社會(huì)保障事業(yè)的投入，并通過不斷調(diào)整，逐步建立適合我國(guó)國(guó)情的低標(biāo)準(zhǔn)、全覆蓋、可持續(xù)、促發(fā)展的社會(huì)保障體系，從而更好地引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)，進(jìn)而提高農(nóng)村居民純收入；其次，加強(qiáng)發(fā)展農(nóng)村文化教育相關(guān)政策的實(shí)施。文化教育是第一消費(fèi)力，沒有文化教育的發(fā)展，就不可能大幅提高消費(fèi)力、發(fā)展消費(fèi)力，從而無(wú)法有效地增加居民收入，特別是農(nóng)村居民收入。大力發(fā)展農(nóng)村教育文化事業(yè)和產(chǎn)業(yè)，提高農(nóng)民素質(zhì)，促進(jìn)生產(chǎn)力與消費(fèi)力之間良性循環(huán)的形成，從而提高居民的收入水平；最后，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大引擎，促進(jìn)城鎮(zhèn)化比例的提高，有序地推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，同時(shí)深化戶籍制度改革，從外部環(huán)境方面促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出，也是提高農(nóng)村居民收入的必要步驟。

總之，消費(fèi)的新飛躍將為產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來(lái)新的機(jī)遇，為吸引投資創(chuàng)造更大空間，也為就業(yè)提供了更多平臺(tái)，在驅(qū)動(dòng)居民收入的增長(zhǎng)中起到關(guān)鍵的作用。政府在追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)大力刺激居民消費(fèi)需求，特別是農(nóng)村居民消費(fèi)需求。如此，才會(huì)加快居民收入的提高，將經(jīng)濟(jì)成果惠及全民，為提前實(shí)現(xiàn)到2020年居民收入翻倍的目標(biāo)奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

［1］李俊霖，莫曉芳.城鎮(zhèn)居民收入分配差距、消費(fèi)需求與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2006(10)：95-97.

［2］李強(qiáng)，洪大用，宋時(shí)歌.我國(guó)社會(huì)各階層收入差距分析［J］.科技導(dǎo)報(bào)，1995(11)：61-63.

［3］蔡昉，楊濤.城鄉(xiāng)收入差距的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2000(4)：11-22.

［4］孫慧.城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2012(10)：96-98.

［5］郭慶旺，呂冰洋.論要素收入分配對(duì)居民收入分配的影響［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012(12)：46-62.

［6］林白鵬.我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入水平、消費(fèi)水平及其差別的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，1994(4)：29-35.

［7］張慶君，姚樹華.遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)居民收入的相關(guān)性分析［J］.遼寧經(jīng)濟(jì)，2004(2)：27.

［8］王亞峰.中國(guó)1985-2009年城鄉(xiāng)居民收入分布的估計(jì)［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(6)：61-73.

［9］劉東皇，沈坤榮.要素分配、居民收入增長(zhǎng)與消費(fèi)增長(zhǎng)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2012(10)：47-52.

［10］李翔，朱玉春.農(nóng)村居民收入與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的灰色關(guān)聯(lián)分析［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2013，30(1)：76-78.

［11］Hamilton.Time Series Analysis［M］.Princeton：Princeton University Press，1994.

［12］Harry.Foresting Structural Time Series Models and the Kalman Filter［M］.Cambridge：Cambridge University Press，1999.

［13］王海鵬，田澎，靳萍.基于變參數(shù)模型的中國(guó)能源消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究［J］.數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2006(3)：253-258.