邵立杰

（鄭州工商學院商學院 河南鄭州 451400）

引言

改革開放以來，我國經濟在相當長的一段時間內，實現了高速增長，但經濟高速增長的背后，是低廉的人力資本和對資源的過度消耗，這種增長是不可持續(xù)的，因此，黨中央提出要實現經濟發(fā)展轉型，從注重“量的增長”向注重“質的提高”轉變。

目前我國仍處在經濟體制轉軌時期，各項制度尚待完善，居民為了應對未來生活中面臨的各種不確定性，會表現出謹慎性動機，從而減少消費、提高預期儲蓄水平。收入是影響消費的決定性因素，收入水平的高低影響著居民對未來不確定性的反應程度，此現象影響了我國居民消費水平的提升。

文獻綜述

何興強等（2019）利用2011、2013和2015中國家庭金融調查數據探究了居民收入、儲蓄與消費水平的關聯性，結果表明收入水平提升能夠有效增加居民消費水平，而儲蓄過高則限制了居民當前消費能力，但是他通過理論分析闡述了儲蓄率有利于提升居民預期消費能力的原理；鄢峰波（2019）探究了居民收入對儲蓄和消費的影響，結果表明居民收入對居民儲蓄水平和當前消費能力具有正向影響；王玉玲（2019）利用2014～2017年我國城鄉(xiāng)居民收入、儲蓄、消費數據構建面板數據模型，探究了不同收入來源、儲蓄率對居民消費水平的影響，結果表明收入和儲蓄對居民消費水平具有正向影響。

表1 變量相關性檢驗

綜上所述，現有研究忽視了居民消費水平的空間依賴性，存在一定的不足和缺憾，鑒于此，本文將在此基礎上進行改進，以我國2010～2018年30個省份的面板數據，分析了收入結構、預防性儲蓄與居民消費的動態(tài)關系。

收入結構、預防性儲蓄與居民消費關聯性實證分析

（一）變量選取與數據來源

收入、儲蓄是影響居民消費的重要因素，對于居民消費水平，當前學術界使用的衡量指標并不一致，人均居民消費支出、恩格爾系數等指標均為常用的居民消費水平衡量指標。恩格爾系數側重于反映居民消費結構水平，因此本文使用人均居民消費支出表示居民消費水平，使用xf表示；2010～2018年我國30個省市（西藏、臺灣、香港、澳門等地數據缺失）的人均居民消費支出數據來源于國家統(tǒng)計局。根據國家統(tǒng)計局公開的資料顯示，我國居民主要收入來源為工資性收入、經營性收入、投資性收入，因此本文使用工資性收入、經營性收入、投資性收入作為收入結構的衡量指標，其分別使用gz、jy、tz表示；預防性儲蓄主要反映居民的儲蓄率，使用居民儲蓄率表示，數據來源于萬德數據庫，使用cx表示；此外，為避免遺漏變量帶來的內生性問題，導致模型不穩(wěn)定，本文選取經濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、進出口貿易水平、商貿流通業(yè)發(fā)展水平作為控制變量，分別使用年度國內生產總值、城鎮(zhèn)化率、進出口貿易總額、商貿流通業(yè)生產總值衡量，分別使用gdp、urban、open、sam表示。為剔除價格因素影響，本文使用2001年為基期的居民消費價格指數對原始數據進行了貼現處理。

（二）變量相關性檢驗

回歸之前有必要進行相關性檢驗，從而通過初步判斷變量之間的相關關系，保障模型的穩(wěn)健。，對gz、jy等變量與xf的相關性進行檢驗，結果如表1所示。

如表1所示，gz與zf之間的相關系數為0.436，相關系數在1%的水平上顯著，說明工資性收入與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；jy與zf之間的相關系數為0.619，相關系數在1%的水平上顯著，說明經營性收入與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；tz與zf之間的相關系數為0.610，相關系數在1%的水平上顯著，說明投資性收入與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；cx與zf之間的相關系數為0.400，相關系數在1%的水平上顯著，說明預防性儲蓄與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；gdp與zf之間的相關系數為0.331，相關系數在1%的水平上顯著，說明經濟發(fā)展水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；urban與zf之間的相關系數為0.386，相關系數在1%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系；sam與zf之間的相關系數為0.501，相關系數在1%的水平上顯著，說明商貿流通業(yè)發(fā)展水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系。

表3 VIF值

表2 莫蘭指數測算結果

（三）空間相關性檢驗

1.矩陣構建。使用空間計量經濟模型首先是構建空間權重矩陣，空間權重矩陣是各區(qū)域空間鄰近作用效應的體現。不同學者根據研究內容的差異，構建了不同類型的空間權重矩陣，綜合比較目前已有的研究模型，當前比較權威的空間權重矩陣分別是鄰接空間權重矩陣 、地理距離權重矩陣、經濟距離權重矩陣。本文使用地理鄰近權重矩陣，將區(qū)域i與區(qū)域j之間的距離記為dij，可定義空間權重矩陣如方程（1）所示：

地理距離以省會城市之間的球面距離測量，若兩地之間的距離（dij）越近，則權重越大，反之兩地之間的距離（dij）越遠，則權重越小。使用空間計量方法時要考察數據是否存在空間依賴性，如果存在空間依賴性可以使用空間計量方法，反之則使用標準的計量方法。判斷依據是測算莫蘭指數，如方程（2）所示：

如方程（2），wij為空間權重矩陣的（i，j）元素，莫蘭指數的取值在-1至1之間，高于0表示存在正空間自相關，低于0表示存在負空間自相關，接近于0，說明不存在空間自相關。 基于此，計算2010～2018的居民消費水平的莫蘭指數，結果如表2所示。

如表2所示，2010～2018年我國居民消費的莫蘭指數分布在0.4～0.6之間，且均在1%的水平上顯著，這說明我國30個省市的居民消費水平呈現明顯的空間相關性，由此說明了使用空間計量模型探究收入結構、預防性儲蓄與居民消費水平的關聯性的必要性。

（四）空間計量模型構建

空間自相關性檢驗表明變量存在空間自相關性，需要采取空間計量方法分析?？臻g計量模型主要有三種形式，其分別是空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）以及空間杜賓模型（SDM）。SEM模型假定誤差項之間存在空間相關性，SLM模型假定被解釋變量存在空間自相關性，SDM模型同時考慮了被解釋變量和解釋變量的空間自相關性。

表4 空間計量模型回歸結果

根據上文空間自相關性檢驗，本文的被解釋變量居民消費水平（xf）存在顯著的空間自相關性，因此本文采取空間杜賓模型（SDM），其模型形式如下所示：

其中，Y為被解釋變量；X為解釋變量；W為空間權重矩陣；WY為被解釋變量的空間滯后項；WX為解釋變量的空間滯后項；β為解釋變量回歸系數；ρ為被解釋變量的空間自回歸系數；θ為解釋變量的空間自回歸系數；ε為誤差項?；赟DM模型的基本形式，設計本文的SDM模型，如下所示：

其中，xf為居民消費水平；gz為工資性收入水平；jy為經營性收入水平；tz為投資性收入水平；cx為預防性儲蓄率；gdp為經濟發(fā)展水平；urban為城鎮(zhèn)化水平；open為進出口貿易水平；sam為商貿流通業(yè)發(fā)展水平；β為回歸系數；W為權重矩陣；ρ為空間回歸系數；ε為隨機誤差項。為避免模型在多重共線性，本文測算了各變量的VIF值，結果如表3所示。

如表3所示，各變量的VIF值均低于10，平均VIF值為4.183，根據陳強高級計量經濟學原理，VIF值低于10，可認為模型不存在多重共線性問題。

（五）空間計量模型回歸結果

本文以空間杜賓模型進行空間計量回歸，為體現模型的穩(wěn)健性，同時進行了普通面板固定效應模型、空間滯后模型和空間誤差模型進行回歸分析，結果如表4所示。

對比R2可知，空間杜賓模型、空間滯后模型和空間誤差模型的回歸擬合效果明顯高于普通面板結果，同樣固定效應的杜賓模型R2明顯高于其他模型，且對數似然值明顯高于其他模型，說明固定效應下的杜賓模型擬合效果最好?？臻g回歸系數r為0.911且在1%的水平上顯著，再次說明了使用空間計量模型的必要性。

解釋變量回歸結果表明：gz與xf之間的回歸系數為0.237，且在1%的水平上顯著，說明工資性收入水平具有空間依賴性，工資性收入水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是工資性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.237個百分點；jy與xf之間的回歸系數為0.299，且在1%的水平上顯著，說明經營性收入水平具有空間依賴性，經營收入水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是經營性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.299個百分點；tz與xf之間的回歸系數為0.149，且在1%的水平上顯著，說明投資性收入水平具有空間依賴性，投資性收入水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是投資性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.149個百分點；cx與xf之間的回歸系數為0.068，且在5%的水平上顯著，說明預防性儲蓄與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是預防性儲蓄每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.068個百分點。

控制變量回歸結果表明：gdp與xf之間為回歸系數為1.124，在1%的水平上顯著，說明經濟發(fā)展水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是經濟發(fā)展水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升1.124個百分點；urban與xf之間為回歸系數為0.591，在1%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是城鎮(zhèn)化水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.591個百分點；sam與xf之間為回歸系數為0.401，在1%的水平上顯著，說明商貿流通業(yè)發(fā)展水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是商貿流通業(yè)發(fā)展水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.401個百分點。

結論與建議

（一）結論

本文將收入結構分為工資性收入、經營性收入、投資性收入。研究結果顯示：

第一，工資性收入水平與居民消費水平之間有著明顯的正相關關系，具體而言就是工資性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.237個百分點。

第二，經營收入水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是經營性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.299個百分點。

第三，投資性收入水平具有空間依賴性，投資性收入水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是投資性收入水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.149個百分點。

第四，預防性儲蓄與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是預防性儲蓄每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.068個百分點。

第五，經濟發(fā)展水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升1.124個百分點；城鎮(zhèn)化水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.591個百分點；商貿流通業(yè)發(fā)展水平每上升一個百分點能夠帶動居民消費水平上升0.401個百分點。

（二）建議

綜上所述，根據我國目前處于經濟轉型發(fā)展的現實國情，本文提出以下建議：

第一，穩(wěn)定經濟發(fā)展水平，提升居民收入。居民收入主要分為工資性收入、經營性收入和投資性收入，收入是消費的基礎，因此我國政府應該穩(wěn)定經濟發(fā)展水平，不斷提升居民收入水平。

第二，完善社會保障支出，增加居民預期消費傾向。居民預防性儲蓄與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，雖然預防性儲蓄降低了居民當前消費水平，但是其增加了居民的預期消費能力。因此，完善社會保障支出既能夠增加當前居民的消費水平，又能夠增加居民未來的預期消費能力。

第三，加強宏觀調控，穩(wěn)定物價水平。物價波動降低了居民消費預期，因此我國各級政府應積極加強宏觀調控，穩(wěn)定消費物價指數，保障居民消費水平。