王鑫 李存林

(1.廣東培正學院經(jīng)濟學院 廣東廣州 510000；2.北方民族大學管理學院 寧夏銀川 750021)

黨的十九屆五中全會緊緊抓住我國發(fā)展環(huán)境面臨的深刻復雜變化，明確提出“形成強大國內(nèi)市場，構(gòu)建新發(fā)展格局”的要求，對構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局做出了戰(zhàn)略部署，明確了“十四五”時期經(jīng)濟社會發(fā)展的主攻方向和著力點，擴大內(nèi)需的重要一步就是要重視居民消費水平。眾所周知，居民消費率能反映拉動經(jīng)濟增長的三大需求中消費所起的作用大小，并且它也成為衡量一國經(jīng)濟發(fā)展是否良性的重要指標。合理、正常的消費率對國家的經(jīng)濟循環(huán)有促進作用，同時也會提高國家的居民消費水平，促進居民消費升級，優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)。

1 文獻綜述

居民消費率受多方面的影響，學者最初研究居民消費率是從人口結(jié)構(gòu)入手的。

莫迪利安尼的生命周期理論(LCH)作為現(xiàn)代消費儲蓄理論的代表，被國內(nèi)外不少學者用來解釋中國高儲蓄率問題[13]。LCH的基本思想是，個體將根據(jù)自己一生的預期總收入來平滑自己在各時期內(nèi)的消費，從而實現(xiàn)整個生命周期中的效用最大化。莫迪利安尼等在對中國居民儲蓄率的決定因素進行研究時，以中國1953—2000年時間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)，將中國的低消費(高儲蓄)率歸結(jié)為長期的人均收入增長率和少兒撫養(yǎng)系數(shù)轉(zhuǎn)變的結(jié)果。

我國學者對于居民消費率也做了大量研究。王金營等(2006)通過將少兒人口和老年人口折算為標準消費人后發(fā)現(xiàn)，人口撫養(yǎng)系數(shù)的提高特別是老齡化程度提高，將部分抵消由人均收入提高所帶來的消費水平的增長；王霞(2011)使用2002—2008年的我國省級面板數(shù)據(jù)，從人口結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)兩方面來分析我國居民消費率在不同地區(qū)間的差異。通過研究表明，人口結(jié)構(gòu)和收入增長率對居民消費均有影響。

2 理論研究

空間杜賓模型是空間計量經(jīng)濟模型的一種，是在空間滯后模型基礎上擴展出的第三種模型，空間杜賓模型考慮解釋變量的空間滯后項對被解釋變量的影響，即通過加入空間滯后變量而增強的SLM模型，其模型表示如下：

式(1)中:γ表示其他區(qū)域的外生變量對研究對象的區(qū)域的影響程度；WX表示相鄰區(qū)域平均觀測值的空間滯后解釋變量；ε為滿足假設的誤差項。

LeSage和Pace提出了將偏微分的方法應用于空間回歸模型，由于這種方法能夠解決使用空間回歸模型所得到的估計系數(shù)合理性的問題，所以很多領域使用此方法進行研究分析。LeSage和Pace從偏微分的角度對空間溢出效應進行檢驗，從這個角度出發(fā)，探究某個地區(qū)的自變量X對臨近周圍地區(qū)所產(chǎn)生的平均溢出效應的影響。在此基礎上，可以將空間溢出效應分為直接效應、間接效應和總效應。直接效應表示的是自變量X對本地區(qū)因變量Y所產(chǎn)生的平均影響；間接效應表示的是自變量X對鄰近周圍地區(qū)因變量所造成的平均影響；總效應指的是解釋變量X對所有地區(qū)的被解釋變量Y所造成的平均影響。

3 實證研究分析

3.1 模型變量及其方法

本文選取了31個省市區(qū)(港、澳、臺除外)作為研究對象探究居民消費率的影響因素。數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

被解釋變量居民消費率(CGDP)指的是居民的消費支出總額與當年GDP之間的比例關系。本文采取 “城市人均消費支出×城市人口+農(nóng)村人均消費支出×農(nóng)村人口”的計算公式得到居民消費支出總額(鄭德坤，李凌，2020)。

解釋變量：首先，兒童撫養(yǎng)比例(YD)，兒童占勞動力人口的比例；老年撫養(yǎng)系數(shù)(OD)，即老年人口占勞動力人口的比例。用它們來研究人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費率的影響。

在收入結(jié)構(gòu)上，可以簡單地分成城市人口和農(nóng)村人口，考慮城市人均可支配收入的增長率(GUI)，以及農(nóng)村人均可支配收入的增長率(GRI)，并將它們的比值考慮在內(nèi)，即城鄉(xiāng)人均收入比值(RUI)。

在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)上，人均GDP作為反映一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的主要指標。從宏觀經(jīng)濟層面看，財政赤字或盈余對居民消費會有一定的影響。企業(yè)的收入、儲蓄等對居民的收入、消費的影響也要考慮在內(nèi)，我們將工業(yè)GDP占GDP的比例(INDG)當作企業(yè)的儲蓄指標，由于工業(yè)GDP的數(shù)據(jù)存在部分缺失，本文采用灰色預測法進行填補。通貨膨脹率(INF)及利率(R)的因素也要考慮在內(nèi)，本文選擇央行的一年期基準利率(R)。

最后，城鎮(zhèn)化率(UC)一般是指城市人口占總?cè)丝诘谋壤?，將其作為城鄉(xiāng)差異結(jié)構(gòu)的指標。

已有研究主要將城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵概括為人口、經(jīng)濟、空間、經(jīng)濟4個方面，其內(nèi)在邏輯可理解為：人口城鎮(zhèn)化是核心，經(jīng)濟城鎮(zhèn)化是動力，空間城鎮(zhèn)化是人口，經(jīng)濟城鎮(zhèn)化在地域空間的表征是城鎮(zhèn)化的載體，社會城鎮(zhèn)化是伴隨這一過程的人們生活方式、行為習慣、價值觀念等的轉(zhuǎn)變。

根據(jù)前人的研究本文選擇固定效應模型進行研究分析，所構(gòu)建的計量模型如下：

式(2)中：Yit為i城市在t時期的居民消費率；Yi(t-1)為i地區(qū)t-1時期的居民消費率；Wn為空間距離權重；WnYit為i地區(qū)t時期的居民消費率空間滯后項；Xit為i地區(qū)t時期的解釋變量；WnXit為i地區(qū)t時期的解釋變量的空間滯后項；cj為n×1維的個體固定效應項；εit為殘差項。

3.2 空間自相關檢驗

進行模型擬合之前，對本文所研究的核心變量居民消費率進行空間相關性檢驗，目前莫蘭指數(shù)廣泛應用于空間相關性檢驗。由表1可知，絕大多數(shù)年份莫蘭指數(shù)均在10%的顯著水平下顯著，說明居民消費率在省際之間具有正向的空間相關性。

表1 各年份莫蘭指數(shù)

3.3 空間權重矩陣及模型檢驗

空間權重矩陣，本文選擇反距離空間權重矩陣，利用各省市的省會城市所在的經(jīng)緯度構(gòu)建空間矩陣，對模型進行LM和LR檢驗。通過LM檢驗可知，由于P值很小，所以模型存在空間誤差效應和空間滯后效應，拒絕最小二乘(OLS)模型，選擇空間面板模型。對空間模型的選擇進行LR檢驗，由于P值很小，所以均拒絕原假設，SDM既不能退化為SEM，也不能退化為SAR。固定效應模型分為時間固定效應模型、個體固定效應模型及雙固定效應模型，經(jīng)過檢驗，本文更適用于個體固定效應模型。

3.4 實證分析

從表2杜賓模型的實證結(jié)果來看，人均GDP、財政赤字或盈余占GDP的比值、城鎮(zhèn)化率這幾個變量的滯后項系數(shù)都是顯著的。人均GDP系數(shù)為正，表明這個變量對鄰近省份的居民消費率具有正向的空間相關性。財政赤字或盈余占GDP的比值、城鎮(zhèn)化率的系數(shù)為負，表明這兩個變量對鄰近省份間的居民消費率有負向的空間相關性。

表2 空間杜賓模型實證研究表

因為空間杜賓模型包含本文所研究變量的空間滯后項，為了更加精準地描述各地的居民消費率關系，本文還基于偏微分的方法分解各變量的空間效應，將空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應。如表3所示。

表3 空間效應分解

一是人均GDP的對數(shù)的直接效應顯著為負，說明人均GDP的對數(shù)提升會降低本地居民消費率；間接效應顯著為正，表明人均GDP對數(shù)的提升會增加鄰近地區(qū)的居民消費率。可能原因是本地區(qū)消費的增加，致使鄰近地區(qū)的物價升高，最終導致鄰近地區(qū)的居民消費率增加。

二是利率對本地區(qū)的居民消費率有正向的溢出效應。金中夏等的研究表明，單純地提高實際工資僅僅促進了居民消費水平提高，并不會帶來消費投資結(jié)構(gòu)的改變，而利率市場化的推進則會通過提高實際利率進而提高生產(chǎn)效率，使得消費在GDP中的比重上升。也有可能是利率的收入效應要高于替代效應，最終導致利率的提高，使得居民消費率提升。

三是財政赤字或盈余占GDP的比值的三種效應均為負，不論是本地區(qū)還是鄰近地區(qū)均抑制居民消費率的提升，財政赤字或盈余占GDP的比值每提高1個百分點，本地區(qū)的居民消費率會降低0.19個百分點，財政赤字或盈余占GDP的比值提高1個百分點，鄰近地區(qū)的居民消費率會降低1.08個百分點。近年來，我國各省份都有一定的財政赤字，并且相對穩(wěn)定。國家通過發(fā)行國債等方式對我國的經(jīng)濟進行宏觀調(diào)控，在一定程度上，財政赤字有利于我國及各省份經(jīng)濟的發(fā)展，從而使得居民收入增高。

四是工業(yè)GDP占GDP比值的直接效應為負，說明其會抑制本地區(qū)的居民消費率。管漢暉等研究表明，工業(yè)在總GDP中所占比重1977年超過農(nóng)業(yè)居于第一，并在2003年達到最高，此后開始下降，并在2012年被服務業(yè)超過，這反映了我國整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級；工業(yè)總產(chǎn)值中先進制造業(yè)所占比重不斷提高也說明了這一點。綜上所述，我國是工業(yè)大國，并且隨著工業(yè)產(chǎn)值提升，我國經(jīng)濟加速發(fā)展，提供給居民的工作崗位增多，隨著居民就業(yè)機會的增多，導致了居民收入提高，使得居民消費率減少。

五是兒童撫養(yǎng)比的直接效應為正，表明兒童撫養(yǎng)比對本地區(qū)的居民消費率具有正向的促進作用。以上結(jié)果也比較符合實際，我國是教育大國，父母對于兒童的教育很看重，家庭在兒童教育上的花費就會增多。

六是城鄉(xiāng)收入差距對居民消費率影響的直接效應顯著，表明城鄉(xiāng)收入差距這一因素對本地區(qū)的居民消費率有正向促進作用；而城鄉(xiāng)收入差距的間接效應對居民消費率的影響顯著為負，表明城鄉(xiāng)收入差距對鄰近地區(qū)的居民消費率存在一定的抑制作用。王弟海等研究表明，隨著城鄉(xiāng)收入不平等的擴大，在城鄉(xiāng)收入不平等程度比較小的階段，它會引起居民消費率下降，而在城鄉(xiāng)收入不平等程度比較大的階段，它反而會導致居民消費率上升。

七是城鎮(zhèn)化率的直接效應為正，間接效應和總效應為負，說明城鎮(zhèn)化率對本地區(qū)的居民消費率有促進作用，對鄰近地區(qū)的居民消費率有抑制作用。可能原因是本地區(qū)的城鎮(zhèn)化率帶動了本地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，而且城市的花費要比農(nóng)村的花費，所以本地區(qū)居民消費率增加；同時，鄰近地區(qū)的居民也會來此賺取收入，導致鄰近省份的居民消費率降低。

4 結(jié)語

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)從人口結(jié)構(gòu)看，兒童撫養(yǎng)比存在正向的直接效應，我國是教育大國，對于教育是十分重視的，每年對于教育的投入十分巨大。從收入結(jié)構(gòu)看，城鄉(xiāng)收入差距對全國各地區(qū)具有顯著的正向效應和負向效應。從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)看，人均GDP對于全國城市有顯著的負向直接效應和正向間接效應。利率對全國整體范圍有著顯著的正向效應，由于存在利率的收入效應，使得居民消費率得到升高。工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比值對我國城市有著負向的正向效應，我國是工業(yè)大國，工業(yè)GDP的不斷提升會促進我國的經(jīng)濟發(fā)展，因此居民消費率得以提升。財政赤字或盈余占GDP的比值對我國整體有負向的正向效應。從城鄉(xiāng)差異結(jié)構(gòu)來看，城鎮(zhèn)化率對我國有著明顯的正向直接效應和負向間接效應，城鎮(zhèn)化使得大量人口涌入城市，加快了經(jīng)濟發(fā)展，進而刺激消費，導致居民消費率提升。