朱道才， 孫家敏

(安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030)

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國民收入和居民收入關(guān)聯(lián)性分析
——基于1994-2014年面板數(shù)據(jù)

朱道才， 孫家敏

(安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030)

選取人均國民收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個經(jīng)濟變量，依據(jù)1994-2014年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用VAR模型和OLS方程，通過平穩(wěn)性檢驗、殘差自相關(guān)檢驗和協(xié)整分析，進行人均GDP與人均可支配收入關(guān)聯(lián)性研究。結(jié)果表明：人均GDP與人均可支配收入之間存在相互影響的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，人均GDP每增長1%，人均可支配收入將增加0.88%，即可支配收入對國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長彈性系數(shù)為0.88，二者互為促進作用。

人均國民收入；人均可支配收入；收入分配制度改革

一、引言

改革開放以來,中國經(jīng)濟取得了很大的發(fā)展。截至目前,中國經(jīng)濟總量已經(jīng)超過日本躍居世界第二,經(jīng)濟發(fā)展形勢從長期來看相對比較樂觀。但自2008年美國次貸危機以來,世界經(jīng)濟一直處在一個緩慢復蘇的過程中。當前,國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境日益復雜化,實體經(jīng)濟整體走勢疲軟,消費信心下降明顯,投資整體增速下滑,進出口增速持續(xù)低迷,中國宏觀經(jīng)濟形勢不容樂觀。此外,融資市場疲軟狀態(tài)難以短時間消除,中小企業(yè)經(jīng)營困難呈擴張趨勢,并加速向銀行業(yè)傳導,使得銀行經(jīng)營風險持續(xù)大幅增加。而人民幣國際化和資本項目開放進程的加快以及美聯(lián)儲存在進一步加息的可能性,使得人民幣繼續(xù)貶值的壓力和資本外逃的風險日益加劇。所有這些都表明,中國經(jīng)濟增長還繼續(xù)處于探底的過程中。面對經(jīng)濟下行壓力,需要采取多種政策措施,從供給側(cè)和需求側(cè)同時發(fā)力,特別是加強供給側(cè)改革,將改革創(chuàng)新的活力更多地釋放出來。就需求側(cè)而言,需要加強需求管理,鼓勵擴大內(nèi)需,鼓勵居民消費,而影響居民消費的最關(guān)鍵因素就是居民收入。所以,要保證中國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長,一方面需要國民收入保持中高速增長,另一方面注重國民收入的分配結(jié)構(gòu)優(yōu)化。因此,對國民收入與居民收入關(guān)聯(lián)性研究,揭示兩者相互關(guān)系及其對經(jīng)濟增長的關(guān)系非常重要。

目前,國民收入與居民收入關(guān)聯(lián)性研究主要側(cè)重于調(diào)整國民收入分配格局,提高居民部門收入的份額,實現(xiàn)居民收入倍增計劃,從而有效地刺激消費需求,擴大內(nèi)需,使得居民收入與經(jīng)濟增長相協(xié)調(diào),最終實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展及社會和諧穩(wěn)定。合理的國民收入分配格局是一國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵,也是實現(xiàn)社會和諧穩(wěn)定的前提,居民部門收入份額的下降抑制了居民消費,不利于經(jīng)濟增長[1]。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型以來國民收入分配格局發(fā)生了巨大變化,居民部門比重逐年下降,這一變化導致了中國多年來投資過高、消費低迷[2]。理論上影響我國居民可支配收入比重變動主要在收入的初級分配階段,此階段居民增加值、初級分配和再分配均加劇了我國居民可支配收入比重的下降[3],所以應當適當調(diào)整中國國民收入分配格局,提高國民收入中居民部分占比[4]。當然,居民部門的收入份額也不是越高越好,需要找到最優(yōu)的分配比例,據(jù)此調(diào)整國民收入分配格局才更加切實有效。

當前中國經(jīng)濟平穩(wěn)增長,正處于可持續(xù)發(fā)展能力較強的階段,未來十年經(jīng)濟仍將保持可持續(xù)的平穩(wěn)增長[5]。目前我國最終消費需求、投資需求和進出口之間存在嚴重不協(xié)調(diào),必須進行結(jié)構(gòu)調(diào)整。消費需求是我國未來經(jīng)濟平穩(wěn)增長的核心動力[6-7]，而國民收入分配效應顯著,是影響我國居民消費需求的重要因素。國民收入在居民部分的分配比例明顯偏低,是導致我國居民收入增長緩慢、居民消費不足、居民消費率下降的根本原因[8]。因而,實證分析我國居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系,研究如何解決消費不足、擴大內(nèi)需的問題也稍顯必要[9]。

由于居民消費來源于居民收入,居民收入增長一定程度上帶動居民消費的增加。經(jīng)由國際比較發(fā)現(xiàn),中國居民收入與經(jīng)濟增長不協(xié)調(diào),從國民收入分配格局和居民收入水平以及增長速度等方面進行分析[10],居民收入與國民經(jīng)濟增長不協(xié)調(diào)主要原因有：居民收入增速滯后于國民經(jīng)濟增速,居民收入差距不斷擴大,此外收入分配機制不合理進一步加劇了滯后程度[11]。所以,一方面需要對居民收入差距進行有效測度并分析其影響因素和經(jīng)濟效應[12];另一方面,實現(xiàn)居民收入倍增計劃。然而居民收入倍增計劃不是簡單的增收問題,而是涉及發(fā)展經(jīng)濟、控制通脹、縮小貧富差距三方面的社會變革[13]。因此,從我國國民收入的現(xiàn)狀與形成機制出發(fā),分析居民收入倍增計劃實施中的難點,探討相應的解決對策,支持國民收入倍增目標的實現(xiàn),并為完成全面建成小康社會的宏偉目標提供經(jīng)濟保障[14]。本文依據(jù)1994-2014年中國國民收入和居民收入統(tǒng)計數(shù)據(jù),利用VAR模型,揭示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入關(guān)聯(lián)性,并提出促進中國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的政策措施。

二、國民收入與居民收入的相互影響路徑分析

(一)國民收入與居民收入之間的規(guī)模影響路徑分析

從宏觀層面的國內(nèi)生產(chǎn)總值到微觀層面的個人可支配收入的整個過程中存在著很多的影響因素,這些影響因素都不同程度地影響著國內(nèi)生產(chǎn)總值與個人可支配收入之間的關(guān)聯(lián)性程度。在一些高福利國家,當一個國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值處于負增長狀態(tài)時,為了維護社會公民的高福利狀態(tài),依然會給社會公民足夠的轉(zhuǎn)移支付。那么,在這些國家國內(nèi)生產(chǎn)總值下降的時候,人均可支配收入依然是增加的,從而改變了國內(nèi)生產(chǎn)總值與人均可支配收入的正負相關(guān)關(guān)系。

(二)國民收入與居民收入之間的結(jié)構(gòu)影響路徑分析

從收入分配結(jié)構(gòu)上看,國民收入由政府所得、企業(yè)所得和居民所得構(gòu)成,其中居民所得占比大致為六成。近年來,中國出臺很多措施給企業(yè)讓利,使得企業(yè)負擔降低,效益上升,企業(yè)所得占比上升,居民收入相對降低。金融危機以來,中國依賴出口的外向型經(jīng)濟模式受到重挫,提高居民所得份額不僅能夠減小居民的收入差距,而且能推動居民消費增長,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

三、國民收入與居民收入的相關(guān)性分析

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本次研究分別以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為國民收入與居民收入的替代變量。因為GDP反映的是總量,人均GDP是考慮了人口因素的國民收入, GDP高的國家并不代表人均財富一定高。目前,中國GDP總量排名全球第二,但人均GDP在世界上還是90名左右,故選取人均GDP較GDP更為合理。為了更加科學有力地證明國民收入與居民收入之間的影響關(guān)系,同時消除人口因素的影響,均以人均指標作為研究對象,即人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,所有研究數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1994-2014)。由于人均GDP與人均可支配收入都是國民經(jīng)濟核算中的數(shù)據(jù),容易產(chǎn)生異方差,故分別對數(shù)據(jù)變量進行取對數(shù)處理以消除其變化趨勢,即采用lnGDP、lnDI。

(二)人均GDP與人均可支配收入的相關(guān)性

人均GDP與人均可支配收入經(jīng)過對數(shù)處理后,分別作出兩者的變化趨勢圖及二者的相關(guān)關(guān)系圖。由圖1可以看出,在1994-2014二十年期間,人均GDP與人均可支配收入均呈現(xiàn)不斷增加的趨勢,且二者的增長趨勢大致相同,因此二者的線性關(guān)系較為顯著,二者之間可以進行相關(guān)性分析。從圖2可以看出,人均GDP與人均可支配收入的相關(guān)散點圖接近于一條直線,說明二者之間具有較強的線性相關(guān)關(guān)系。

圖1 變量趨勢圖

圖2 變量的相關(guān)圖

四、基于VAR模型檢驗分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

現(xiàn)實經(jīng)濟中的時間序列通常是非平穩(wěn)的,為了避免產(chǎn)生偽回歸,對其實行平穩(wěn)化處理,采用的方法是對時間序列進行差分檢驗,即ADF單位根檢驗[15](表1)。

表1 各項數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果

由表1可見,兩個對數(shù)序列的T統(tǒng)計量分別為0.952 626和-1.411 951,均大于10%顯著性水平下的臨界值,故在顯著性水平上都是非平穩(wěn)的。對兩個變量序列進行一階差分變換后,此時二者的T統(tǒng)計量分別為-3.967 341和-4.423 002,均小于10%顯著性水平下的臨界值,因而所有變量序列的一階差分序列在所有顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此這兩個變量都是一階單整序列,可能存在協(xié)整關(guān)系。

(二)VAR模型滯后期的選擇

對于取對數(shù)后的序列,運用Eviews軟件,選擇不同判斷標準下最優(yōu)的滯后階數(shù),確定選取最大的可能滯后階數(shù)為4(表2)。

表2 VAR模型評價統(tǒng)計量

在表2的5個信息準則評價指標中,根據(jù)LR信息準則,可以看出滯后階數(shù)為1時VAR模型是最優(yōu)的,而FPE、AIC、SC、HQ信息準則顯示在滯后階數(shù)為2階時信息量最小,模型最優(yōu),故參照FPE、AIC、SC、HQ信息準則確定建立VAR(2)模型。綜上比較分析5個信息準則，確定選取的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,即k=2。

(三)VAR模型的估計

當k=2時VAR模型最優(yōu),滯后階數(shù)為2時VAR模型的估計結(jié)果(表3)。

表3 VAR(2)模型各參數(shù)

由表3可以看出,人均GDP與前一期人均GDP正相關(guān)而與前兩期GDP負相關(guān),與前兩期的城鎮(zhèn)人均可支配收入成正相關(guān),并且滯后2期人均GDP對人均GDP的影響最大。說明經(jīng)濟的發(fā)展不能脫離現(xiàn)實,GDP的增長也不是一蹴而就的,需要考慮前期經(jīng)濟發(fā)展狀況。城鎮(zhèn)人均可支配收入與滯后1期人均GDP同升同降,且增幅比例是0.4∶1。

(四)VAR模型的檢驗

對于以上建立的VAR模型是否有效,需要進行相應的檢驗。VAR模型的檢驗包括VAR模型的平穩(wěn)性檢驗,以及殘差的獨立性檢驗[16]。

針對平穩(wěn)性檢驗,計算得到VAR模型的全部特征根(表4)。

表4 VAR模型的特征根

由表4可知,模型的特征根全部小于1。滿足平穩(wěn)性的條件。

針對殘差獨立性檢驗,繪出殘差的自相關(guān)圖(圖3)。

圖3 殘差的自相關(guān)圖

由圖3可以看出,四個殘差的自相關(guān)圖中,各點都是圍繞零軸隨機分布而沒有明顯的趨勢,可得殘差不存在自相關(guān)性,滿足獨立性假設,模型通過殘差自相關(guān)檢驗。綜上檢驗分析可得VAR(2)模型的各種檢驗均通過,所建立的模型是有效的。

五、基于OLS方程的協(xié)整性檢驗

協(xié)整理論研究的是一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列,但是它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)序列,這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[17]。

為了檢驗人均GDP與人均DI之間的協(xié)整關(guān)系,首先建立回歸方程[18-19],然后對回歸方程進行殘差的平穩(wěn)性檢驗,如果殘差項是平穩(wěn)序列,說明GDP與DI之間的協(xié)整關(guān)系存在。下面對數(shù)據(jù)進行OLS方程估計(表5)。

表5 擬合系數(shù)表

即方程為lnDI=0.86+0.88lnGDP,R2=0.998。

該模型的擬合優(yōu)度較高,且不存在序列的自相關(guān)的影響。方程在5%的顯著性水平上通過了F檢驗,自變量系數(shù)通過了T檢驗。若兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則模型的殘差序列應具有平穩(wěn)性,故對其殘差序列做單位根檢驗,結(jié)果如表6。

表6 殘差單位根檢驗結(jié)果表

由表6可知,殘差序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列。這表明lnGDP與lnDI存在協(xié)整關(guān)系,所得到的協(xié)整方程反映的是二者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。人均GDP每增長1%,人均DI將增加0.88%,即DI對GDP的增長彈性系數(shù)為0.88,由此可以得到GDP的上升可以拉動DI的提高,且貢獻比較顯著。

六、結(jié)論與政策含義

通過對1994年到2014年中國人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的關(guān)聯(lián)性分析,運用VAR模型,得到滯后2期時模型最優(yōu),并在此基礎上通過了平穩(wěn)性檢驗與殘差獨立性檢驗。進一步分析二者之間的協(xié)整關(guān)系,得出以下結(jié)論:中國人均GDP和人均可支配收入之間存在較強的正相關(guān)關(guān)系,k=2時的VAR模型最優(yōu),說明經(jīng)濟的增長不僅與前兩期經(jīng)濟總量有關(guān),而且還與前兩期可支配收入有關(guān),即經(jīng)濟的增長不是一蹴而就的。并且人均GDP和人均可支配收入之間的線性組合是長期穩(wěn)定的關(guān)系,人均GDP每增長1%,人均DI將增加0.88%,即DI對GDP的增長彈性系數(shù)為0.88,二者互為促進。

改革開放以來,中國經(jīng)濟飛速發(fā)展,居民人均收入也快速增加,整體上已經(jīng)達到中等收入水平,與以上的實證研究結(jié)果是吻合的。那么,縮短中等收入持續(xù)時間,擺脫中等收入陷阱,是中國經(jīng)濟將會面臨的巨大挑戰(zhàn)。反思中國經(jīng)濟發(fā)展歷程,以經(jīng)濟建設為中心、以工業(yè)為主導和以城市為依托的國家戰(zhàn)略,促進了經(jīng)濟快速增長,但引發(fā)產(chǎn)能過剩、環(huán)境惡化和城鄉(xiāng)差別過大等問題,需要在供需兩側(cè)進行改革。特別指出的是,完善的福利保障和良好的生態(tài)環(huán)境促進居民的實際可支配收入增加。國家在福利保障和環(huán)境保護等方面投入嚴重不足,導致居民的可支配收入增長速度相對滯后，從而影響了居民消費的擴大。相比而言,以消費為主體的需求側(cè)改革比以“三去一補”的供給側(cè)改革更容易實施。因此,促進經(jīng)濟快速增長,大幅度提高國民收入,推動收入公平分配,提升公共服務水平,從而提高居民可支配收入,對于促進中國跨越“中等收入陷阱”,保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定健康增長具有重要的現(xiàn)實意義。

[1] 韋露.我國國民收入分配格局的演變及優(yōu)化研究[D].合肥:安徽大學,2015:1-2.

[2] 白重恩,錢震杰.誰在擠占居民的收入：中國國民收入分配格局分析[J].中國社會科學,2009(5):99-115:1-3.

[3] 劉曉惠.我國居民收入占國民收入比重的變動分析[D].北京:首都經(jīng)濟貿(mào)易大學,2015:1-3.

[4] 何磊,王宇鵬.誰在抑制居民的消費需求：基于國民收入分配格局的分析[J].當代經(jīng)濟科學,2010(6):23-28.

[5] 朱道才,任以勝,劉雅潔.中國經(jīng)濟平穩(wěn)增長可持續(xù)性研究[J].沈陽工業(yè)大學學報(社會科學版)，2016(1):60-66.

[6] 張曉峒,徐索菲.中國經(jīng)濟平穩(wěn)增長的內(nèi)需結(jié)構(gòu)分析[J].理論探討,2011(1):79-83.

[7] 林哲,毛中根.中國經(jīng)濟平穩(wěn)增長的總需求結(jié)構(gòu)分析[J].學術(shù)月刊,2005(5):50-56.

[8] 劉少華,王曉芳.我國居民消費需求的國民收入分配效應[J].消費經(jīng)濟,2013(3):3-6.

[9] 韓愛華.我國居民消費對經(jīng)濟增長影響的實證分析[D].貴陽:貴州財經(jīng)大學,2010:1-2.

[10] 李秉強.我國居民收入增長及影響因素研究[D].武漢:華中科技大學,2007:1-2.

[11] 歐陽煌.居民收入與國民經(jīng)濟協(xié)調(diào)增長的國際經(jīng)驗及我國現(xiàn)狀[J].經(jīng)濟研究參考,2012(25):24-54.

[12] 彭妮婭.居民收入差距的測度、影響因素及經(jīng)濟效應研究[D].長沙:湖南大學,2013:1-2.

[13] 紀霞飛.實現(xiàn)居民收入倍增計劃的財政政策研究[D].南昌:江西財經(jīng)大學,2014:1-3.

[14] 周伍陽,王超.我國國民收入格局與居民收入倍增難點分析[J].福建金融,2013(8):45-48.

[15] 高鐵梅.計量經(jīng)濟分析與建模[M].北京:清華大學出版社,2006:152-168.

[16] 李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟學[M].北京：高等教育出版社,2009:295-300.

[17] 劉忠群,夏麗麗.國內(nèi)生產(chǎn)總值與可支配收入的協(xié)整分析[J].統(tǒng)計與決策,2011(10):20-24.

[18] 賴雅.我國GDP增長率、CPI、人均可支配收入與房價的相關(guān)性分析[J],現(xiàn)代經(jīng)濟信息,2011(6):2-4.

[19] 王海滋,崔恩澤.北京人均可支配收入和人均GDP與房價關(guān)系[J].山東建筑大學學報,2013(4):294-297.

[責任編輯 王七萍]

Correlation Analysis of the National Income and the Residents' Income——Based on the Data during 1994-2014

ZHU Dao-cai, SUN Jia-min

(School of Economics, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030, China)

Based on the statistical data during 1994-2014, this paper selects the per capita GDP and the urban residents' per capita disposable income as two economic variables to establish the VAR model and OLS equation, and through the stability test, the residual autocorrelation test and co-integration analysis, the study of the correlation between the per capita GDP and the urban residents' per capita disposable income is conducted. The results show that there is a mutual influence of long-term stable equilibrium relationship between the per capita GDP and per capita disposable income, with the per capita GDP growth of 1%, the per capita disposable income will increase by 0.88%, i.e. the elastic coefficient of growth between the per capita GDP and per capita disposable income is 0.88, and there is interactive promotion between them.

per capita GDP; per capita disposable income; reform of income distribution system

2016-03-10

國家社科基金項目(項目編號：12BJL043)；安徽財經(jīng)大學研究生科研創(chuàng)新基金項目(項目編號：ACYC2015068)。

朱道才(1966-)，男，安徽和縣人，理學博士，教授。主要研究方向：城市地理與經(jīng)濟。

F064.1

A

1008-6021(2016)02-0046-05