郭江濤,王泳茹
(四川大學a.經(jīng)濟學院;b.公共管理學院,成都 610064)
經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律表明消費是拉動經(jīng)濟增長的最終動力,盡管我國居民消費水平近年來得到較大提高,但長期以來我國居民消費率偏低仍未得到改善,尤其近年來居民消費需求不振,制約著我國經(jīng)濟發(fā)展。收入是影響居民消費的決定因素,改革開放以來,隨著收入分配體制改革的不斷深入,居民收入水平有了顯著提高,與此同時,居民個人收入差距也在不斷擴大,其中,城鄉(xiāng)居民收入差距擴大最為突出。因此,廣大學者對收入分配差距和消費需求的關(guān)系進行了大量的探討和研究。從以往文獻可知,關(guān)于收入差距和消費需求關(guān)系的研究主要集中在對城鎮(zhèn)、農(nóng)村內(nèi)部或者全國居民收入差距對消費需求的影響,且大多學者支持收入差距擴大不利于消費需求的結(jié)論,鑒于此,本文以城鄉(xiāng)收入差距作為主要指標,針對我國現(xiàn)狀,對城鄉(xiāng)居民收入差距與居民消費之間的關(guān)系進行研究。
本文選取居民消費率(Y)、居民平均消費傾向(APC)、居民邊際消費傾向(MPC)這三個變量表示我國居民消費需求的變化;選取城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值(X)、泰爾指數(shù)(TL)表示我國城鄉(xiāng)居民收入差距。
本文所使用的2009年數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)專網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,CPI數(shù)據(jù)來自《中國六十年統(tǒng)計資料匯編》,城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入、農(nóng)村家庭人均純收入、城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出、農(nóng)村家庭平均每人年生活消費支出數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和中國經(jīng)濟信息網(wǎng),城鎮(zhèn)人口、農(nóng)村人口、國內(nèi)生產(chǎn)總值來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。其中,居民收入=城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入×城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村家庭人均純收入×農(nóng)村人口,居民消費=城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出×城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村家庭平均每人年生活消費支出×農(nóng)村人口,計算實際居民收入和實際居民消費時用1978=100的CPI進行平減。
我國居民消費和城鄉(xiāng)收入差距有朝著相反方向發(fā)展的態(tài)勢,居民消費需求增加、減少和城鄉(xiāng)收入差距縮小、擴大在時間上大致一致,而消費需求增加和收入差距縮小所經(jīng)歷時間短暫,若建立回歸方程會因樣本數(shù)據(jù)少而使模型估計結(jié)果失真,若利用1978~2011年數(shù)據(jù)建立回歸方程,會因消費需求增加和收入差距縮小的較少數(shù)據(jù)影響對研究較長時期消費需求減少和收入差距擴大之間關(guān)系的模型估計。因此,根據(jù)所選變量的數(shù)據(jù)特征,本文選取1985~2011年作為樣本期間。
本文所選變量為時間序列數(shù)據(jù),為了防止偽回歸出現(xiàn),需對變量進行平穩(wěn)性檢驗,若各變量平穩(wěn)可以直接進行模型估計,若不平穩(wěn),且是同階單整,則可以進行協(xié)整關(guān)系檢驗,若存在協(xié)整關(guān)系,就可以建立協(xié)整方程,估計變量之間的關(guān)系。
表1 變量平穩(wěn)性檢驗
由表1可知,除變量X,即城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值在10%顯著性水平下平穩(wěn)外,其余變量都在1%顯著性水平平穩(wěn),也就是說各變量不存在單位根,因此可以直接建立回歸方程。
為了研究城鄉(xiāng)居民收入差距和居民消費需求之間的關(guān)系,本文采用X、TL作為解釋變量分別對被解釋變量Y、APC、MPC建立回歸方程,從多角度說明城鄉(xiāng)居民收入差
距與居民消費需求之間的關(guān)系。下面列示進行檢驗、修正后的估計模型。
①Y是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量。
經(jīng)檢驗,上面兩個回歸方程的殘差不存在異方差和自相關(guān),并且解釋變量系數(shù)都通過5%顯著性水平檢驗,因此回歸系數(shù)有明確的經(jīng)濟意義。Xt和Xt-1的系數(shù)為負,TLt和TLt-1的系數(shù)也為負,說明城鄉(xiāng)收入差距的擴大對居民消費率產(chǎn)生負影響,X和TL滯后一期的系數(shù)比當期系數(shù)小,說明居民消費率受滯后一期的收入分配結(jié)構(gòu)影響大些。
②APC是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量。
該回歸方程是由加權(quán)最小二乘法估計得到,殘差不存在異方差和自相關(guān)。雖然杜賓值較小,但是自相關(guān)系數(shù)和篇自相關(guān)系數(shù)位于正負兩倍于估計標準差區(qū)域內(nèi),Q統(tǒng)計量也拒絕存在自相關(guān)。拒絕存在自相關(guān)。從Eviews軟件中截下的殘差序列自相關(guān)檢驗結(jié)果見圖1。
圖1 殘差序列自相關(guān)檢驗結(jié)果
該方程也是由最小二乘法估計得到,殘差也不存在異方差和自相關(guān),同樣,雖然杜賓值較小,但是也通過了自相關(guān)檢驗(見圖2)。
圖2 殘差自相關(guān)檢驗結(jié)果
上面兩個回歸方程解釋變量系數(shù)通過了5%顯著性水平檢驗,說明具有明確的經(jīng)濟意義。X和TL的系數(shù)都為負,說明城鄉(xiāng)收入差距的擴大會對社會平均消費傾向產(chǎn)生負影響。
③MPC是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量
上述兩個回歸方程都是由加權(quán)最小二乘法估計得到,并且殘差不存在異方差和自相關(guān),因此解釋變量系數(shù)存在明確的經(jīng)濟意義。X和TL系數(shù)都為負,說明城鄉(xiāng)收入差距擴大對居民邊際消費傾向產(chǎn)生負影響。
綜上所述,用Y、APC、MPC分別代表我國居民消費需求,并分別用X、TL對其進行回歸,經(jīng)檢驗和修正后的回歸方程表明,解釋變量X、TL當期值系數(shù)(①、②、③)和滯后一期值系數(shù)(①)都為負數(shù),并且都通過了5%顯著性水平檢驗,從而得出結(jié)論:無論是用城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值表示的城鄉(xiāng)收入差距擴大,還是用泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)收入差距擴大,對我國居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向都產(chǎn)生負影響,說明了收入差距擴大會對居民消費需求增加產(chǎn)生抑制作用,因此,應進一步加深收入分配體制改革,提高低收入者的收入水平。
相關(guān)并一定表示存在實際意義,在經(jīng)濟變量中有一些變量顯著相關(guān),但它們未必都是有意義的,因此還需對上述變量進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗主要是解決x變量是否引起y變量的問題,主要看現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋,加入x的滯后值后是否使解釋程度提高。
(1)Y是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量。
表2 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(1)
由表2可知,滯后階數(shù)為3和6時,在5%、10%顯著性水平下X和TL是Y的格蘭杰原因,但Y不是X、TL的格蘭杰原因;滯后階數(shù)為4時,在10%顯著性水平下Y是X、TL的格蘭杰原因,但X、TL不是Y的格蘭杰原因。因此,Y和X之間、Y和TL之間不存在互為格蘭杰原因,但是滯后階數(shù)為3和6時,存在X、TL是Y的格蘭杰原因,說明①中回歸方程有經(jīng)濟意義。
(2)APC是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量。
表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(2)
由表3可知,滯后1階時,在10%顯著性水平下X、TL是APC的格蘭杰原因,在5%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因,滯后6階時,在5%顯著性水平下,X、TL是APC的格蘭杰原因,在10%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因,存在互為格蘭杰原因;滯后2階時,在10%顯著性水平下,APC是X、TL的格蘭杰原因,但X、TL不是APC格蘭杰原因;滯后3、4、5、7階時,在1%顯著性水平下,X、TL是APC的格蘭杰原因,但是APC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、3~7階X、TL都是APC的格蘭杰原因,和格蘭杰因果檢驗定義基本符合,說明②中回歸方程有明顯的經(jīng)濟意義。
(3)MPC是被解釋變量,X、TL分別作為解釋變量。
表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(3)
由表4可知,滯后1階時,在5%顯著性水平下,X、TL是MPC的格蘭杰原因,在5%顯著性水平下MPC是X的格蘭杰原因,在10%顯著性水平下MPC是TL的格蘭杰原因,存在互為格蘭杰原因;滯后4、5階時,在1%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因,滯后6階時,在5%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因,滯后7階時,在10%顯著性水平下TL是MPC的格蘭杰原因,但滯后4~7階時,MPC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、4~6階時X是MPC的格蘭杰原因,滯后1、4~7階時,TL是MPC的格蘭杰原因,說明③中回歸方程也具有明顯的經(jīng)濟意義。
利用1985~2011年數(shù)據(jù)建立回歸方程,經(jīng)檢驗和修正后得到的變量系數(shù)都通過了檢驗,實證分析表明用城鄉(xiāng)收入比、泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)居民收入差距對用居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向表示的居民消費需求產(chǎn)生負影響。然后采用格蘭杰因果檢驗,得到城鄉(xiāng)收入比、泰爾指數(shù)都是居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向的格蘭杰原因,說明估計方程有明確的經(jīng)濟含義,從而得出我國城鄉(xiāng)居民收入差距擴大會對居民消費造成負影響,而消費是帶動經(jīng)濟增長的最終動力,因而會制約經(jīng)濟增長。因此,我國應繼續(xù)深化收入分配制度,尤其是提高低收入者收入水平,轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力,加大教育投資,提高人力資本質(zhì)量,有利于勞動力的流動,從而提高收入水平。
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