■ 張　肅　博士后（1、同濟大學經(jīng)濟與管理學院　上海　200092 2、中原工學院經(jīng)濟管理學院　鄭州　450007）

我國城鄉(xiāng)居民信息消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長的關系研究

■ 張肅1、2博士后（1、同濟大學經(jīng)濟與管理學院上海200092 2、中原工學院經(jīng)濟管理學院鄭州450007）

▲ 國家社科基金青年項目（項目編號：14CTJ002）的階段性成果

本文在面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗的基礎上，運用FMOLS估計方法，對2002-2013年我國城鄉(xiāng)居民信息消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長的關系進行了研究。結(jié)果表明：收入差距的擴大會引起信息消費差距的擴大；信息消費差距、消費差距、收入差距隨著經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“倒U型”變化趨勢，但拐點不同；信息消費差距對經(jīng)濟增長的正向作用呈減弱趨勢，而消費差距、收入差距對經(jīng)濟增長仍保持正向作用。

信息消費差距收入差距經(jīng)濟增長面板協(xié)整FMOLS估計

引言

我國經(jīng)濟保持了持續(xù)高速的增長態(tài)勢，但總量經(jīng)濟增長仍伴隨著城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)出現(xiàn)反差， 這種反差不僅表征為城鄉(xiāng)居民收入差距較為突出，而且表征為城鄉(xiāng)居民消費差距在高位徘徊。但隨著全球范圍內(nèi)信息技術(shù)創(chuàng)新不斷加快，信息領域新產(chǎn)品、新服務、新業(yè)態(tài)大量涌現(xiàn)，不斷激發(fā)新的消費需求，居民消費意愿在不斷增強，信息消費成為消費熱點。那么城鄉(xiāng)居民的信息消費差距同收入差距、經(jīng)濟增長之間的關系成為重要研究課題。

文獻綜述

有大量的文獻對消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長的關系進行了研究。王少平（2007）采用泰爾指數(shù)描述我國城鄉(xiāng)收入差距，并度量了其對經(jīng)濟增長的效應，結(jié)論表明改革初期的城鄉(xiāng)收入差距促進了經(jīng)濟增長，而現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距的擴大對經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻滯作用。梁亞民（2009）對城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長影響進行了分析，得出較發(fā)達地區(qū)的收入差距對經(jīng)濟增長具有阻礙作用，而欠發(fā)達地區(qū)的收入差距對經(jīng)濟增長具有促進作用的結(jié)論。朱?。?012）基于1992-2009年經(jīng)驗數(shù)據(jù)研究了中國城鄉(xiāng)居民消費差距與收入差距的相關性，得出了城鄉(xiāng)收入與消費差距的相互疊加與強化的結(jié)論。朱詩娥（2012）系統(tǒng)研究了城鄉(xiāng)居民消費差距與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的關系，得出我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民消費差距之間存在顯著的負相關關系的結(jié)論。高帆（2013）系統(tǒng)分析了我國城鄉(xiāng)消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長的關系，得出我國城鄉(xiāng)消費差距（以及城鄉(xiāng)收入差距）存在著庫茲涅茨“倒U 型” 曲線所揭示的變動態(tài)勢。李雄軍（2013）基于時間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造誤差修正模型，得出城鄉(xiāng)居民消費差距與收入差距有雙向的因果關系的結(jié)論。孫愛軍（2013）得出人均GDP 的增長導致城鄉(xiāng)消費差距縮小的結(jié)論。高帆（2014）研究了城市化、消費差距同經(jīng)濟增長的關系。孫穎（2015）分析了城鄉(xiāng)居民消費差距影響因素，得出隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，城鄉(xiāng)消費差距不僅沒有縮小，反而有擴大的趨勢的結(jié)論。

通過對以上文獻資料進行分析，可以得出目前對城鄉(xiāng)居民信息消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長的關系的研究存在以下問題：集中于探討總消費差距，而對城鄉(xiāng)居民信息消費差距的定量描述較少；對于城鄉(xiāng)差距的描述方法不同，包括：差值法、比值法、泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)；探討收入差距同經(jīng)濟增長關系的文獻較多，而消費差距較少，并且結(jié)論不一致；研究方法上部分文獻沒有進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗，直接采用平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)的估計方法；還有在檢驗方法的選取上沒有考慮所選面板數(shù)據(jù)的特點。針對以上問題，本文在這些研究的基礎上，對城鄉(xiāng)居民的信息消費差距、收入差距與經(jīng)濟增長關系進行研究。

數(shù)據(jù)說明及模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)說明

關于信息消費的內(nèi)涵，一種觀點認為是居民所有用于信息類商品和服務的支出；另一種觀點認為信息消費是對基于互聯(lián)網(wǎng)的新型信息產(chǎn)品和新型信息服務的消費，新型信息產(chǎn)品包括功能手機、智能手機、平板電腦、微型計算機、智能電視、IPTV終端等網(wǎng)絡化終端產(chǎn)品；信息服務主要包括語音服務、互聯(lián)網(wǎng)接入服務、信息內(nèi)容服務以及軟件應用服務（任興洲等，2014）。可以看出，后一種觀點中的新型信息消費包括在第一種觀點中。鑒于目前信息消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)獲取的難度，參照大多數(shù)學者的做法，本文將我國城鄉(xiāng)居民人均消費性支出中的交通通訊、娛樂文化教育、醫(yī)療保健三項消費支出總額加總作為居民信息消費支出的替代。

考慮到2002年來城鄉(xiāng)居民信息水平的迅猛發(fā)展，選取我國26個?。ú话陛犑小⑽鞑兀?，2002-2013年的樣本數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年的中國統(tǒng)計年鑒和各?。▍^(qū)、市）的統(tǒng)計年鑒。

信息消費差距（XJ）：衡量城鄉(xiāng)居民的信息消費支出的差異性，本文選用城鄉(xiāng)居民信息消費之差表示。很多文獻中用泰爾指數(shù)來表示城鄉(xiāng)消費水平差距，但是存在的問題是泰爾指數(shù)為小數(shù)，同人均GDP之間有較大的數(shù)量級差距，因此直接做回歸分析并不合適。

消費差距（ZXJ）：為了對比信息消費差距同總消費差距的區(qū)別，本文選用城鄉(xiāng)居民消費之差表示。

收入差距（SJ）：衡量城鄉(xiāng)居民的收入支出的差異性，本文選用城鄉(xiāng)居民收入水平之差表示。

經(jīng)濟增長（PGDP）：用人均GDP來表示。很多文獻中采用對數(shù)化后的人均GDP來表示經(jīng)濟增長，因此所得結(jié)果其實是經(jīng)濟增長對收入差距的彈性。本文直接采用未取對數(shù)的人均GDP，分析實際經(jīng)濟增長變動情況。

為了剔除物價因素的影響，利用以2002年為基期的分省城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)對信息消費差距、消費差距、收入差距進行了平減；利用以2002年為基期的分省居民消費價格指數(shù)對人均GDP進行了平減。

（二）實證模型的構(gòu)建

凱恩斯的消費函數(shù)理論問世以來受到很多經(jīng)濟學家的質(zhì)疑。杜森貝里認為消費受自己過去的消費習慣以及周圍人們消費水平的影響來決定消費。莫迪利亞尼則認為人們會在更長的時間范圍內(nèi)計劃消費支出，以達到在整個生命周期內(nèi)消費的最佳配置。弗里德曼則認為消費是由永久收入決的，而不是由當期的可支配收入決定的。實際上這幾種消費模型均可轉(zhuǎn)化為如下模型（馬立平，2009）：

其中，Ct、Ct-1、Yt分別表示消費支出、前期消費支出、收入；σ0表示自發(fā)消費水平；σ1表示消費的棘輪效應；σ2表示邊際消費傾向；μt為誤差項。

于是本文建立如下面板數(shù)據(jù)模型對我國城鄉(xiāng)居民信息消費的差異性進行分析：

其中，前綴CZ、NC表示城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民；被解釋變量XFit為省份i的人均信息消費支出；解釋變量XFi，t-1表示滯后一期的居民信息消費，α1、β1用來表示信息消費的棘輪效應；解釋變量SRit表示省份i的居民人均可支配收入，α2、β2即為信息消費的邊際消費傾向；α0、β0表示截距項；εit、ηit為誤差項。

用式（2）和式（3）相減可得式（4），用來描述收入差距對信息消費差距的影響。

那么，信息消費差距和收入差距同經(jīng)濟增長有何關系呢？需要從兩個方面建立模型加以分析。

首先，分析經(jīng)濟增長對信息消費差距、收入差距的影響，分別構(gòu)建模型（5）、（6）、（7），用以分析信息消費差距、消費差距、收入差距是否隨著經(jīng)濟增長存在拐點或是存在“倒U型”趨勢？

其次，分析信息消費差距、收入差距對經(jīng)濟增長產(chǎn)生何種效應，并考慮經(jīng)濟增長的慣性作用，采用信息消費差距、收入差距和經(jīng)濟增長未取對數(shù)的數(shù)據(jù)，建立模型（8）、（9）、（10）如下：

表3　信息消費差距與收入差距的關系估計結(jié)果

表1　面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

表2　面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

實證分析

（一）面板單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量，用非平穩(wěn)變量進行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為避免時間序列的不平穩(wěn)所造成的偽回歸問題，需要對數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗?？紤]全國范圍2002-2013年樣本數(shù)據(jù)短面板的特點，本文采用HT檢驗和IPS檢驗（陳強，2013）。另外，考慮可能存在的截面相關，先將各面板數(shù)據(jù)減去各截面單位的均值，然后進行檢驗。

從表1的檢驗結(jié)果可以得出，變量XJ、ZXJ、SJ均為一階單整序列；變量PGDP、PGDP2以及兩個交叉項的HT檢驗的結(jié)果均不為一階單整序列，但是在IPS檢驗的結(jié)果均為一階單整序列。實際上由于HT檢驗要求每位個體的自回歸系數(shù)都相等，此共同根假設在實踐中可能過強，各個省份的經(jīng)濟發(fā)展狀況實際并不相同，而IPS檢驗允許有不相同的自回歸系數(shù)，所以本文以IPS檢驗的結(jié)果為準，認定變量PGDP、PGDP2以及三個交叉項均為一階單整序列。

（二）面板協(xié)整檢驗

上文的面板單位根檢驗結(jié)果表明模型的各變量都是一階單整序列，滿足面板協(xié)整性檢驗的要求，可繼續(xù)進行面板協(xié)整檢驗。Pedroni面板協(xié)整檢驗以協(xié)整方程的回歸殘差為基礎，包括7 個統(tǒng)計量檢驗面板數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關系，其中有4 個組內(nèi)統(tǒng)計量和3 個組間統(tǒng)計量。在小樣本中，即對于T＜20 這類時間較短時間序列的計量分析，Panel ADF 和Group ADF的檢驗效果更為可靠。考慮到本文實證研究的樣本期間只有12年（屬于小樣本），所以以Panel ADF和Group ADF檢驗為準，具體結(jié)果如表2所示，據(jù)此可判定變量之間存在協(xié)整關系。另外，由于ADF統(tǒng)計量的概率值在1%的顯著性水平上拒絕原假設，所以Kao檢驗進一步支持了變量之間存在協(xié)整關系的結(jié)論。

（三）估計結(jié)果

經(jīng)過檢驗，由于所有的變量均為I（1）的非平穩(wěn)變量，所以傳統(tǒng)的面板固定效應、隨機效應、動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM方法并不適用，這一點在大量的實證研究中被忽視。在上文得出變量之間存在協(xié)整關系的基礎上，考慮到解釋變量的內(nèi)生性（遺漏變量或滯后被解釋變量引起）以及存在的相關性問題，文章運用完全修正的FMOLS方法進行估計。并考慮面板異質(zhì)性，每個截面單元有不同的長期協(xié)方差矩陣，利用Pedroni（2000；2001）提出的Group-Mean FMOLS方法進行估計。估計結(jié)果如表3、表4、表5所示。

從表3可以看出，收入差距對信息消費差距有一定的正向影響，即隨著收入差距的增大信息消費差距也在增大；但由于消費差距慣性的影響，從而使得收入差距的影響下降，否則應為0.2001。

從模型（5）的估計結(jié)果可以看出，信息消費差距隨著經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“倒U型”趨勢。對模型（5）求其一階導數(shù)可以得出，信息消費差距隨著經(jīng)濟增長由增到減的拐點為145901.6元。而本文樣本選取的26個省份在2013年的人均GDP（以2002年為基期計算不變價）均未達到此拐點，即信息消費差距隨著經(jīng)濟增長呈上升趨勢。

從模型（6）的估計結(jié)果可以看出，消費差距隨著經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)“倒U型”趨勢。對模型（6）求其一階導數(shù)可以得出，消費差距隨著經(jīng)濟增長由增到減的拐點為48862.56元。而本文樣本選取的26個省份在2013年的人均GDP（以2002年為基期計算不變價）超過拐點的有：內(nèi)蒙古（2011年）、遼寧（2012年）、江蘇（2010年）、浙江（2010年）、福建（2012年）、山東（2012年）、廣東（2012年），即這些省份的消費差距隨著經(jīng)濟增長呈下降趨勢。

而從模型（7）的估計結(jié)果可以看出，收入差距隨著經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)“倒U型”趨勢。對模型（7）求其一階導數(shù)可以得出，收入差距隨著經(jīng)濟增長由增到減的拐點為53588.96元。而本文樣本選取的26個省份在2013年的人均GDP（以2002年為基期計算不變價）超過拐點的有：

內(nèi)蒙古（2011年）、遼寧（2012年）、江蘇（2011年）、浙江（2011年）、福建（2013年）、山東（2013年）、廣東（2013年），即這些省份的收入差距隨著經(jīng)濟增長呈下降趨勢。

從模型（8）的估計結(jié)果可以看出，城鄉(xiāng)居民的信息消費差距對經(jīng)濟增長起到正向影響，但隨著經(jīng)濟的增長，作用減弱。

而從模型（9）、（10）的估計結(jié)果可以看出，消費差距、收入差距對經(jīng)濟增長仍起到正向影響。

表4　　經(jīng)濟增長對信息消費差距、收入差距的影響估計結(jié)果

表5　信息消費差距、收入差距對經(jīng)濟增長的影響估計結(jié)果

結(jié)論

綜上所述，本文通過2002-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，根據(jù)面板協(xié)整理論對城鄉(xiāng)居民的信息消費差距、收入差距與經(jīng)濟增的關系進行了相關實證分析，可以得出以下幾個結(jié)論：城鄉(xiāng)居民的收入差距加大了信息消費差距，但受信息消費差距的慣性影響，收入差距的作用下降。信息消費差距和總消費差距與經(jīng)濟增長的關系不盡相同。信息消費差距、收入差距同經(jīng)濟增長之間有相互的影響，具體表現(xiàn)為：信息消費差距、收入差距隨著經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“倒U型”趨勢；信息消費差距對經(jīng)濟增長起到正向影響，但隨著經(jīng)濟的增長，作用減弱；而收入差距對經(jīng)濟增長仍有一定的正向影響。

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