王 彭，王學(xué)鵬

(中原工學(xué)院，河南 鄭州 451191)

新常態(tài)時(shí)期，消費(fèi)成為了拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿?，而物價(jià)、收入是影響消費(fèi)水平的重要因素之一，因此，探究物價(jià)波動(dòng)、收入對(duì)消費(fèi)的影響對(duì)擴(kuò)大我國消費(fèi)水平、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有借鑒作用。目前，學(xué)界關(guān)于消費(fèi)影響因素的研究已相對(duì)成熟，大致可以分為三類：一是物價(jià)與消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性研究；二是收入與消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性研究；三是物價(jià)、收入與消費(fèi)關(guān)聯(lián)性研究。現(xiàn)有研究多對(duì)物價(jià)、收入與消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證分析，并得出了一致的結(jié)論。筆者嘗試探究物價(jià)、收入對(duì)消費(fèi)者邊際支付意愿的影響，以期對(duì)已有研究做一定程度的補(bǔ)充。

一、物價(jià)波動(dòng)、收入分配與消費(fèi)者邊際支付意愿關(guān)聯(lián)性檢驗(yàn)

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇北京、上海等30個(gè)省市為研究樣本(西藏、香港、澳門、臺(tái)灣除外)，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2000—2019年，數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局。鑒于此，本文將消費(fèi)者邊際支付意愿作為被解釋變量，用xf表示。根據(jù)邊際消費(fèi)的概念，將“年度人均可支配收入水平”作為消費(fèi)者收入衡量指標(biāo)，“年度人均消費(fèi)支出水平”衡量消費(fèi)者支出水平，通過“人均可支配收入/人均消費(fèi)支出”計(jì)算得出消費(fèi)者邊際支付意愿，數(shù)值越大表示消費(fèi)者支出意愿越大。

本文采用物價(jià)波動(dòng)和收入分配作為核心解釋變量。由于省際層面的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)缺失過多，所以，采用國家統(tǒng)計(jì)局公布的總體消費(fèi)者物價(jià)波動(dòng)指數(shù)衡量物價(jià)波動(dòng)狀況，用cpi表示。收入分配則使用初次分配中消費(fèi)者收入水平衡量，用sr表示。

由于消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展等因素密切相關(guān)，這些變量可能對(duì)消費(fèi)者邊際支付意愿產(chǎn)生影響。鑒于此，本文將這些變量作為控制變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)：人均地區(qū)生產(chǎn)總值；商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(my)：年度商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)總額；電子商務(wù)發(fā)展水平(ds)：地區(qū)年度電子商務(wù)交易總額；社會(huì)保障水平(zf)：地區(qū)政府社會(huì)保障支出水平。

(二)變量平穩(wěn)性分析

由于數(shù)據(jù)時(shí)間跨度過長，屬于長面板數(shù)據(jù)，必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以剔除不平穩(wěn)變量，避免模型可能存在的“偽回歸”問題。[1]為了使原始數(shù)據(jù)更為“平滑”，對(duì)使用絕對(duì)指標(biāo)衡量的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，結(jié)果見表1。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表1知，xf的LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)值均在1%的水平上顯著，說明xf為平穩(wěn)序列。同理可知，lnsr、lnpgdp、lnmy、lnds、lnzf也均為平穩(wěn)序列。

(三)變量相關(guān)性分析

對(duì)變量進(jìn)行單因素相關(guān)性檢驗(yàn)，可以初步檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性，同時(shí)，也可以排除解釋變量之間的多重共線性。[2]xf、cpi等變量的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，見表2。

表2 變量相關(guān)性檢驗(yàn)

由表2可知，cpi與xf之間的相關(guān)系數(shù)為-0.572且在1%的水平上顯著，這說明物價(jià)波動(dòng)與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。lnsr與xf之間的相關(guān)系數(shù)為0.142且在5%的水平上顯著，說明收入分配水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnpgdp與xf之間的相關(guān)系數(shù)為0.636且在1%的水平上顯著，說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnmy與xf之間的相關(guān)系數(shù)為0.753且在1%的水平上顯著，說明地區(qū)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnds與xf之間的相關(guān)系數(shù)為0.351且在1%的水平上顯著，說明地區(qū)電子商務(wù)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnzf與xf之間的相關(guān)系數(shù)為0.753且在1%的水平上顯著，說明地區(qū)社會(huì)保障水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。

(四)模型構(gòu)建及回歸結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明了xf、cpi等變量均為平穩(wěn)序列，而相關(guān)性檢驗(yàn)表明cpi、lnsr等解釋變量之間不存在多重共線性?；诖?，本文構(gòu)建回歸模型，如方程(1)所示：

xfit=c+β1*cpiit+β2*lnsrit+β3*lnpgdpit

+β4*lnmyit+β5*lndsit+β6*lnzfit+εit

(1)

然后，對(duì)模型進(jìn)行了F檢驗(yàn)與豪斯曼檢驗(yàn)，得出：F檢驗(yàn)值為13.742在1%的水平上顯著，豪斯曼檢驗(yàn)值為43.180在1%的水平上顯著，這說明本文適用固定效應(yīng)模型。適用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表3。

表3 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

由表3可知，cpi與xf之間的回歸系數(shù)為-0.526，在1%的水平上顯著，說明物價(jià)波動(dòng)與我國消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在消費(fèi)者收入水平既定的情況下，物價(jià)波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者實(shí)際購買力水平下降，導(dǎo)致消費(fèi)者邊際支付意愿下降。[3]此外，物價(jià)波動(dòng)會(huì)影響消費(fèi)者的消費(fèi)心理，導(dǎo)致支付意愿下降。lnsr與xf之間回歸系數(shù)為0.336，在1%的水平上顯著，說明收入分配與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，收入水平提升能夠增加消費(fèi)者的購買力水平，進(jìn)而增加消費(fèi)者的消費(fèi)水平。[4]此外，隨著收入水平的提升，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品和服務(wù)的需求也呈現(xiàn)多樣化趨勢，并增加消費(fèi)者的消費(fèi)信心。lnpgdp與xf之間的回歸系數(shù)為0.770，在1%的水平上顯著，說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnmy與xf之間的回歸系數(shù)為0.877，在1%的水平上顯著，說明商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnds與xf之間的回歸系數(shù)為0.166，在10%的水平上顯著，說明電子商務(wù)發(fā)展水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。lnzf與xf之間的回歸系數(shù)為0.575，在1%的水平上顯著，說明社會(huì)保障水平與消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

將數(shù)據(jù)時(shí)間跨度減少至2010—2019年，核心變量的回歸結(jié)果方向和顯著性未發(fā)生明顯變化，說明回歸結(jié)果穩(wěn)健，結(jié)果見表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

二、研究啟示

綜上分析得出以下結(jié)論：物價(jià)波動(dòng)與我國消費(fèi)者邊際支付意愿之間為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，收入分配對(duì)消費(fèi)者邊際支付意愿具有正向促進(jìn)作用。并且，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、電子商務(wù)發(fā)展水平、社會(huì)保障水平等對(duì)消費(fèi)者邊際支付意愿也具有正向促進(jìn)作用?；诖?，筆者認(rèn)為可以從以下三個(gè)方面入手改善我國居民消費(fèi)水平：

1.穩(wěn)定物價(jià)水平。前文實(shí)證分析表明了物價(jià)波動(dòng)對(duì)居民邊際消費(fèi)支出意愿具有明顯的負(fù)向影響。因此，我國各地方政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)市場的宏觀調(diào)控，促進(jìn)地區(qū)物價(jià)水平穩(wěn)定，防止物價(jià)過度波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面影響。對(duì)于不遵守市場規(guī)模、打價(jià)格戰(zhàn)的不當(dāng)競爭行為，進(jìn)行大力打擊。

2.提升初次分配中居民收入比重。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，只有不斷提升居民消費(fèi)水平，才能加速居民消費(fèi)水平提升。[5]首先，適當(dāng)降低個(gè)人所得稅稅率，增加居民收入水平；其次，降低消費(fèi)稅率，通過降低消費(fèi)品和服務(wù)價(jià)格，提升居民實(shí)際購買力；最后，提高最低收入標(biāo)準(zhǔn)，提升整體居民收入水平。

3.大力發(fā)展商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)。前文實(shí)證分析表明了商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平提升是影響居民邊際消費(fèi)支出意向的重要因素之一。因此，我國政府應(yīng)該加強(qiáng)財(cái)政對(duì)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)的支持力度，完善商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施水平，盡快擴(kuò)大我國商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)規(guī)模。