王渭、劉紅、周榮榮

（1國家統(tǒng)計局泰州調(diào)查隊(duì)、2國家統(tǒng)計局無錫調(diào)查隊(duì)、3國家統(tǒng)計局江蘇調(diào)查總隊(duì)，江蘇 泰州、無錫、南京 225300、214001、210008 ）

一、居民收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

居民收入增長是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最明顯表現(xiàn)和最終目標(biāo)。改革開放以來，江蘇著力構(gòu)建適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收入增長機(jī)制，盡力拓寬增收渠道，使得城鄉(xiāng)居民收入快速增長。

2013年，江蘇城鎮(zhèn)居民人均可支配收入29677元，農(nóng)村居民人均純收入12202元，分別是1991年的18.3倍和13.2倍。1991-2012年間，江蘇城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增長14.7%；農(nóng)村居民人均純收入年均增長12.5%。

（一）居民收入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

運(yùn)用1993-2012年時間序列數(shù)據(jù)，選取江蘇省人均GDP增長率和城鄉(xiāng)居民收入增長率作為考察居民收入變化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的變量，扣除價格因素，以實(shí)際人均GDP、人均GDP增長率和城鄉(xiāng)居民收入增長率計算，分別用RGDPL、YCSRL和YNSRL表示。

為避免造成偽回歸現(xiàn)象，對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

為確定變量之間的協(xié)整關(guān)系，對組合殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。選取DRGDPL為因變量，DYCSRL或DYNSRL為自變量，分別進(jìn)行回歸計算。

回歸方程為：DYCSRL＝0.791653DRGDPL+0.258452+ecmi，對殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。殘差的檢驗(yàn)結(jié)果-6.148017，小于1%、5%、10%置信水平的t統(tǒng)計量，且殘差存在單位根的可能性非常小，只有0.0001，得出：DYCSRL-DRGDPL＝ei～l(0)。

因此，城鎮(zhèn)居民收入增長率和人均GDP增長率是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列為平穩(wěn)序列，城鎮(zhèn)居民收入增長率和人均GDP增長率長期均衡，殘差的單位根通過檢驗(yàn)，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系。同理，根據(jù)農(nóng)村居民收入增長率和人均GDP增長率殘差值為-4.857852，說明兩個變量之間長期均衡，且存在協(xié)整關(guān)系；根據(jù)農(nóng)村居民收入增長率和人均GDP增長率，殘差單位根檢驗(yàn)的t統(tǒng)計量值為-4.857852，說明兩個變量間長期均衡，且存在協(xié)整關(guān)系。

格蘭杰檢驗(yàn)得知，人均GDP增長率不能影響城鄉(xiāng)居民收入增長率的變化，而城鄉(xiāng)居民收入增長率在一定程度上影響著人均GDP增長率。

（二）江蘇居民收入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系

向量自回歸模型VAR模型，常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的相互沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。因此，本文利用VAR模型來分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和收入結(jié)構(gòu)的相互影響關(guān)系。

近年，江蘇第三產(chǎn)業(yè)比重上升，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)比重下降。為考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的變動和收入結(jié)構(gòu)之間是否存在因果關(guān)系，對模型的變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)HR（第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)比重）在很大程度上影響著城鄉(xiāng)居民收入。但城鎮(zhèn)居民收入CSRL不能解釋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)HR的變化，而農(nóng)村居民純收入比重NSRL則可以解釋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。因此，江蘇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動特點(diǎn)表現(xiàn)為：第一產(chǎn)業(yè)比重下降較大，第二、第三產(chǎn)業(yè)，尤其是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，意味著大量從事第一產(chǎn)業(yè)的勞動力，從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到其他非農(nóng)業(yè)部門，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動，導(dǎo)致整個社會勞動力要素供給在三次產(chǎn)業(yè)部門之間轉(zhuǎn)移，進(jìn)而最終影響居民可支配收入。同樣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級使得農(nóng)村居民收入提高。但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城鎮(zhèn)居民收入的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明收入結(jié)構(gòu)變化不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的原因，可能原因在于：一方面收入水平?jīng)Q定的消費(fèi)能力沒有對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動產(chǎn)生重要影響，另一方面說明我國經(jīng)濟(jì)處于出口導(dǎo)向型和高投資發(fā)展階段，而非消費(fèi)驅(qū)動型。

為防止發(fā)生“偽回歸”，進(jìn)一步檢驗(yàn)時間序列平穩(wěn)性。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)村居民純收入比重序列為平穩(wěn)序列，城鎮(zhèn)居民可支配收入比重序列不平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，因此變量一階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

協(xié)整檢驗(yàn)的兩種結(jié)果均顯示，系統(tǒng)變量間存在1個協(xié)整關(guān)系，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與收入結(jié)構(gòu)之間互為聯(lián)動效應(yīng)，長期來看具有平穩(wěn)關(guān)系，同時也說明VAR模型合理。

為了解變量間相互影響關(guān)系和影響特性，觀察其脈沖響應(yīng)函數(shù)，描述的是VAR模型中一個內(nèi)生變量的沖擊，給其他內(nèi)生變量所帶來的當(dāng)前和未來的影響。

廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖的曲線為收斂，印證了構(gòu)建的二元VAR（2）模型是穩(wěn)定的，從而保證廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)方法和方差分解的結(jié)果具有可靠性。

（三）城鄉(xiāng)居民收入增長與城鎮(zhèn)化的關(guān)系

近年來，江蘇城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快，城鎮(zhèn)化水平從1993年的24%上升到2012年的63%。城鎮(zhèn)化水平受多種因素互相影響，其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與居民收入水平應(yīng)最直接。計算表明，城鄉(xiāng)居民收入與城鎮(zhèn)化比率呈高度正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.914361和0.909390，說明城鎮(zhèn)化比例提高有利于增加城鄉(xiāng)居民收入。選取DCZL為因變量，DYCSRL或DYNSRL為自變量，分別進(jìn)行回歸，再檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。城鎮(zhèn)化增長速度與城鄉(xiāng)居民收入增長率存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間長期均衡關(guān)系。估計結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化增長速度不僅取決于城鄉(xiāng)居民收入增長速度的變化，還取決于上一期城鎮(zhèn)化增長速度對均衡水平的偏離，誤差項(xiàng)的估計系數(shù)為負(fù)，體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越近，本期修正的量就越大，也就是說系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

二、居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長

消費(fèi)作為社會再生產(chǎn)循環(huán)的起點(diǎn)和終點(diǎn)，是拉動經(jīng)濟(jì)增長的原始動力。近30余年來，江蘇消費(fèi)呈現(xiàn)“規(guī)模擴(kuò)大、速度較快、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、層次提升”的良好發(fā)展態(tài)勢，消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度顯著增強(qiáng)。

（一）居民消費(fèi)演進(jìn)特征

1.居民消費(fèi)支出持續(xù)增長。2002-2012年，江蘇省城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)支出由6043元增加到18805元，年均增長10.9%；農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出由2704元增加到8655元，年均增長12.3%。農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出增速高于城鎮(zhèn)居民1.4個百分點(diǎn)。城鄉(xiāng)居民年人均消費(fèi)支出比由2003年的2.48∶1縮小到2012年的2.18∶1，呈現(xiàn)逐年縮小態(tài)勢。

2.居民消費(fèi)率仍有上升空間。2002－2012年，全省年均最終消費(fèi)率為42.4%，居民年均最終消費(fèi)率為28.7%。2011年江蘇居民最終消費(fèi)率為27.6%，2012年為28.5%，與發(fā)達(dá)國家和地區(qū)比仍有較大差距。

3.居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。一是恩格爾系數(shù)呈下降態(tài)勢。近10年，江蘇城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)逐步走低，2002-2012年，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)下降2.9個百分點(diǎn)，農(nóng)村居民下降4.0個百分點(diǎn)，兩者間差距由2003年的3.1縮小為2012年的2.0。二是居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級。2012年，江蘇城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出為18825元，農(nóng)村居民消費(fèi)支出為8655元，城鄉(xiāng)居民八大類生活消費(fèi)支出全面增長。其中，服務(wù)性支出穩(wěn)步攀升，居民生活質(zhì)量進(jìn)一步提高。城鎮(zhèn)居民人均服務(wù)性消費(fèi)支出5152元，增長16.2%。消費(fèi)支出重點(diǎn)集中在交通和通訊，城鎮(zhèn)居民及農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出分別為2690元、1088元，增長18.9%和18.7%。食品類消費(fèi)支出增速趨緩，總體呈下降態(tài)勢。

（二）居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

1.江蘇居民收入增加對消費(fèi)的影響。影響居民消費(fèi)的因素有很多，如收入、財產(chǎn)、利率、習(xí)慣等。根據(jù)凱恩斯理論，在影響消費(fèi)的各種因素中，收入是具有決定性意義的因素。由方程可知：1993-2012年間，江蘇省城鎮(zhèn)居民自發(fā)消費(fèi)為1075.8元，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.59，即收入每增加1元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加0.59元；農(nóng)村居民自發(fā)消費(fèi)為-79.8元，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.73。城鎮(zhèn)居民自發(fā)消費(fèi)高于農(nóng)村居民，得益于城鎮(zhèn)居民的收入和保障水平較高，自發(fā)消費(fèi)能力較強(qiáng)。農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民，則是由于農(nóng)村居民的消費(fèi)是生存性消費(fèi)，多為剛性支出，符合上文農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民的實(shí)際。

邊際消費(fèi)傾向越高，投資乘數(shù)效應(yīng)越大，對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用越明顯。目前江蘇所處發(fā)展階段，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)對拉動經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)高于城鎮(zhèn)居民。

2.勞動報酬、利潤收入對江蘇居民消費(fèi)影響。根據(jù)Bhaduri and Marglin（1990年），后凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型，建立模型：HC=a+c1×CE+c2×OS（為取數(shù)方便，模型中的工資性收入和利潤收入分別采用收入法，計算GDP中的勞動報酬和營業(yè)盈余數(shù)據(jù)），式中：HC代表居民消費(fèi)支出，CE代表工資性收入，OS代表利潤收入。利用1992-2013年《江蘇統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)建立兩個模型。

由模型可知：一是勞動者報酬對居民消費(fèi)具有顯著正效應(yīng)。勞動者報酬收入的消費(fèi)彈性系數(shù)為0.8089，即勞動報酬每增加1%，居民消費(fèi)平均增加0.8089%。而利潤收入對居民消費(fèi)的影響不顯著，其彈性系數(shù)僅為0.1286。二是勞動者報酬收入對促進(jìn)消費(fèi)的長期影響明顯高于短期影響。勞動報酬收入的短期消費(fèi)彈性系數(shù)為0.6501，比長期消費(fèi)彈性系數(shù)少0.16。說明提高勞動者報酬，刺激居民消費(fèi)水平提高長期比短期內(nèi)效果好，應(yīng)該建立長期收入正常增長機(jī)制。

根據(jù)1992-2012年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，江蘇勞動報酬的平均邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.72，即勞動報酬每增加1億元，居民消費(fèi)會增加0.72億元；利潤的平均消費(fèi)傾向?yàn)?.37。勞動報酬的平均消費(fèi)傾向比利潤收入的平均消費(fèi)傾向高0.35，表明在一定的國民經(jīng)濟(jì)收入總量之內(nèi)，如果1億元的利潤收入轉(zhuǎn)化為勞動報酬，可增加居民消費(fèi)0.35億元。即：增加勞動報酬收入，對促進(jìn)居民消費(fèi)的作用要大于增加利潤收入對促進(jìn)居民消費(fèi)的作用。

3.居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。居民消費(fèi)是拉動經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力，但相比消費(fèi)總量的擴(kuò)張，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動不僅體現(xiàn)消費(fèi)水平增長，更說明消費(fèi)增長質(zhì)量變化，能體現(xiàn)消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長的相互影響。由于農(nóng)村居民消費(fèi)層次、市場化程度相較城鎮(zhèn)居民而言不高，有關(guān)文獻(xiàn)研究顯示：農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)度的關(guān)聯(lián)度不高。因此本部分選擇城鎮(zhèn)居民作為對象，運(yùn)用向量自回歸VAR模型研究消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系。

為便于獲取數(shù)據(jù)，選取城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)（CEC）表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動的代表變量，選擇第二、第三產(chǎn)業(yè)比重之和（S）代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的變量，選取以1992年為基期的GDP 指數(shù)作為反映經(jīng)濟(jì)增長（GDPI）的代表變量。其中CEC為因變量，S、GDPI為自變量。對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)，分別用LnCEC、LnS、LnGDPI表示。

（1）ADF檢驗(yàn)。ADF 檢驗(yàn)結(jié)果顯示：LnCEC、LnS、LnGDPI都存在單位根，而其二階差分序列是平穩(wěn)序列。

（2）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。采用擴(kuò)展E－G檢驗(yàn)法對LnCEC與LnS、LnGDPI之間進(jìn)行OLS 回歸，對方程殘差的檢驗(yàn)結(jié)果顯示方程殘差均不存在單位根，表明LnCEC與LnS、LnGDPI之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，由方程可得出結(jié)論：一是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長存在相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長每變動1個百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)反向變動0.1128個百分點(diǎn)。二是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每變動1個百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)反向變動4.1896個百分點(diǎn)。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)。利用VAR模型給LnCEC、LnS、LnGDPI一個廣義脈沖。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對各變量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以看出CEC對LNS的沖擊響應(yīng)較為強(qiáng)烈，6期前均為負(fù)向效應(yīng)，在第2期時達(dá)到最大，從第6期時轉(zhuǎn)向正向效應(yīng)，在第8期時趨于平穩(wěn)。CEC對GDPI的效應(yīng)在第8期由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向。以上說明隨著江蘇經(jīng)濟(jì)增長及第二、第三產(chǎn)業(yè)比重的上升，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)逐步下降，消費(fèi)由生存型向發(fā)展型、享受型轉(zhuǎn)變。

（4）居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。隨著收入增加，恩格爾系數(shù)呈下降趨勢，城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸由溫飽型向享受型過渡。

多元回歸方程結(jié)果顯示：居民消費(fèi)八大項(xiàng)構(gòu)成中，教育文化娛樂服務(wù)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，人均教育文化娛樂服務(wù)消費(fèi)支出每增加1元，將直接拉動GDP增長0.9404億元，其次是交通通信、居住及醫(yī)療保健。

三、對策建議

基于上述計量模型，分析江蘇居民收入與經(jīng)濟(jì)增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、城鎮(zhèn)化變動的關(guān)系，居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長、居民收入與消費(fèi)的變動特點(diǎn)及結(jié)構(gòu)結(jié)果表明：

江蘇經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)向質(zhì)量型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)軟化階段。要從外需轉(zhuǎn)為更多地依靠內(nèi)需，從主要靠外延性增長轉(zhuǎn)變成內(nèi)涵性增長，從依靠外生動力發(fā)展轉(zhuǎn)為依靠內(nèi)生動力發(fā)展，同時隨著江蘇工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、市場化和國際化的深入發(fā)展，居民收入增長、消費(fèi)需求擴(kuò)大和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級將有更廣闊的空間。為此，提出如下對策建議。

（一）推進(jìn)體制創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型升級

1.將經(jīng)濟(jì)發(fā)展從依靠投資和出口拉動轉(zhuǎn)變到消費(fèi)、投資和出口協(xié)調(diào)拉動。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和高端化，推進(jìn)新型工業(yè)化和發(fā)展新型服務(wù)業(yè)，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級中挖掘國家財富增長和居民收入增長的源泉。適當(dāng)控制政府投資規(guī)模。

2.以就業(yè)為導(dǎo)向培育中小企業(yè)，引導(dǎo)和促進(jìn)中小企業(yè)、民營經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展，充分釋放就業(yè)吸納能力，幫助居民實(shí)現(xiàn)“多就業(yè)、早就業(yè)、就好業(yè)”。

（二）大力實(shí)施居民收入倍增計劃

理論與實(shí)際表明，提高居民收入水平是增加居民消費(fèi)、促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的前提，可以形成居民消費(fèi)的穩(wěn)定良好預(yù)期。

1.確保經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長。統(tǒng)籌推動“穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革”的各項(xiàng)措施，加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。

2.改革收入分配制度。按照“提低、擴(kuò)中、調(diào)高”基本思路，努力提高城鄉(xiāng)居民收入在國民收入分配中的比重和勞動報酬在初次分配中比重。打破城鄉(xiāng)勞動力、土地等要素的二元結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)村居民的工資性和財產(chǎn)性收入。

3.促進(jìn)城鄉(xiāng)居民充分就業(yè)和健全社會保障制度。加大勞動者培訓(xùn)力度，提高勞動者就業(yè)技能和擇業(yè)能力，建立健全職工工資的正常增長機(jī)制；提高城鄉(xiāng)居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)和離退休人員的工資水平。提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險覆蓋率和基本醫(yī)療保險參保率，做到應(yīng)保盡保。

（三）促進(jìn)居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級

1.調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，滿足不同消費(fèi)層次居民的多元化需求。針對當(dāng)前江蘇居民消費(fèi)由生存型向發(fā)展型、享受型過渡的階段特點(diǎn)，大力發(fā)展教育文化娛樂、醫(yī)療保健等服務(wù)項(xiàng)目消費(fèi)。

2.引導(dǎo)居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念。提倡合理綠色消費(fèi)，大力提供綠色商品和綠色服務(wù)，挖掘綠色消費(fèi)潛力，大力提倡環(huán)保型、能源節(jié)約型和可持續(xù)消費(fèi)方式，做到安全消費(fèi)。