中部六省城鎮居民消費與收入的實證分析

胡 瑤

（中南財經政法大學財政稅務學院，武漢430073）

1 中部六省城鎮居民消費需求的現狀

首先從最終消費率來看，1999～2009年，無論是中部地區還是全國，最終消費率有不斷下降的趨勢，11年間大約下降了10～15個百分點。除安徽和湖南外，其他中部省份的最終消費率多數年份都低于全國平均水平。近十年來，山西、河南、湖北三地的最終消費率較低，比中部地區其他三省低10個百分點左右。具體來說從1999～2009年，山西最終消費率從56.9%下降至45.5%，安徽最終消費率從64%下降至51.5%，江西最終消費率從63.2%下降至46.3%，河南最終消費率從51.5%下降至44.9%，湖北最終消費率從51.4%上升至57.8%，湖南最終消費率66.5%下降至50.9%；而全國的平均水平則從66.1%下降至48%。然后對中部六省城鎮居民消費水平進行比較分析。1999～2009年期間，中部六省的城鎮居民消費支出全面落后全國平均水平，其中安徽、江西的消費支出僅占全國平均水平的2/3左右，中部地區城鎮居民的消費能力較為有限。2001～2009年，城鎮居民消費支出的全國平均水平從7161元增加至14628元；安徽的城鎮居民消費支出從3932元增加至11301元，而江西同期則從4985元增加至10033元。因此綜合來說，長期以來中部六省城鎮居民消費需求不振的現象十分明顯，并且全國平均水平相比形勢更為嚴峻。

2 面板模型的選擇與檢驗

2.1 國內消費需求研究綜述

消費需求問題受到了學者的廣泛關注。目前國內對于消費需求的研究主要是從以下幾個方面進行的：第一類是關于消費函數的研究，主要是利用計量模型驗證消費與收入之間的函數關系。廖成林等利用協整理論驗證了總消費與GDP之間的長期均衡關系。李鯤鵬重新對我國消費函數進行了檢驗，卻發現總消費與GDP之間不存在協整關系。杭斌、申春蘭發現中國城鎮居民的消費與收入之間存在變協整關系。駱祚炎驗證了廣東省居民可支配收入與消費支出的協整關系。于茂薦、孫元欣發現在國民收入部門分配層面，居民消費和勞動者報酬、GDP存在長期穩定關系。第二類是對消費需求影響因素的研究。李文星探討了人口特征對于消費的影響，發現人口年齡結構并不是導致中國消費率較低的主要原因。伍曉榕等分析了收入分配對我國城鎮居民消費需求的影響，認為收入分配差距在一定程度上制約了有效需求總量，并且影響了消費需求結構。溫嬌秀研究發現短期內政府支出與居民消費時互補關系，但長期內二者為替代關系。還有學者從居民消費方式和消費結構入手研究。黃婷分析了上海市民的收入與消費特點及其發展趨勢。臧旭恒、裴春霞對城鄉居民的消費模式做了比較，提出應更加關注農村消費問題。彭必源、黃宏磊研究了湖北省城鎮居民消費結構的變化趨勢，并且提出了相應對策。

2.2 消費函數的選擇

通過相關數據做城鎮居民消費對收入的散點圖，如圖1所示，容易看出居民消費性支出與可支配收入很有可能呈線性相關關系。考慮到變量的面板數據格式可能存在的非線性關系、非平穩序列等問題，對以上變量都采用了對數形式。因此，可以以城鎮居民家庭人均可支配收入（以IP表示）作為解釋變量，以城鎮居民人均年消費性支出（以CP表示）為被解釋變量建立模型：

其中β0，β1為待估計參數，μi為隨機干擾項，表示其他未包括在模型中的影響因素。

圖1 中部六省城鎮居民消費對收入的散點圖

2.3 數據來源

本文以城鎮居民消費性支出作為對其消費需求的代理變量，以城鎮居民家庭人均可支配收入等變量作為解釋變量，研究其對被解釋變量即城鎮居民人均消費性支出的影響。具體來說，選取1999～2009年中部六省城鎮居民的人均全年可支配收入和人均全年消費支出兩個指標，以其進行面板模型分析，數據來自相關年份的《中國統計年鑒》。

2.4 面板數據的單位根檢驗

為了避免偽回歸的發生，需要先對面板數據進行單位根檢驗，以確定其平穩性。本文采用LLC和IPS方法對變量包含截距和趨勢項的情況進行檢驗。檢驗統計量和相伴概率見表1。結果表明：采用這兩種方法對LnCP和LnIP這兩個變量及其一階差分值進行單位根檢驗，相伴概率拒絕原假設，表明變量不存在單位根，LnCP和LnIP這兩個序列是平穩的。

表1 面板數據單位根檢驗結果

2.5 模型的選擇與分析

用Eviews軟件對該面板數據進行估計，不同模型下的主要統計量如表2所示：

表2 主要統計量匯總

由表2可知：混合模型的R2=0.972說明模型的擬合程度較好，但是DW=0.204說明模型存在嚴重的自相關。而在不帶AR項的個體固定效應模型中，由于DW=0.939＜dL=1.55，故存在較強的自相關，因此可以考慮建立含有AR項的個體固定效應模型。由于DW=1.69＞dU=1.60，所以帶AR項的個體固定效應模型較好地解決了自相關問題。

25-（OH）D3可抑制腎素-血管緊張素-醛固酮系統，抑制血管平滑肌增殖，當25-（OH）D3低水平時可引起心室肥厚、血壓升高、心功能惡化、心力衰竭等，因此機體25-（OH）D3缺乏與多種心血管疾病的發生密切相關［9］。本研究中并發惡性心律失常患者的血清25-（OH）D3水平低于未并發惡性心律失常患者。這一結果提示，25-（OH）D3降低會增加AMI患者并發惡性心律失常的概率。

相對于混合估計模型來說，是否有必要建立個體固定效應模型可以通過F檢驗來完成。因為，所以拒絕原假設，建立帶AR項的個體固定效應模型。此時R2=0.995，表明各解釋量對消費性支出的解釋能力達到了99.5%。

個體隨機效應模型應為：

其中D2，…，D6的定義是：

用Hausman統計量檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。Hausman統計量的值為H=7.418，對應的概率為0.0065，說明檢驗結果拒絕了隨機效應模型原假設，應當建立固定效應模型。

綜上分析，中部六省城鎮居民消費需求應當建立個體固定效應模型。模型的估計結果為：

該模型的可決系數為99.5%，說明該模型對樣本觀測值擬合得很好。給定顯著性水平α=0.05，由于F統計量的值為1453，遠大于其臨界值，故該模型通過了總顯著性的檢驗；Log(IP)的t值為43.03說明Log(IP)的系數通過了顯著性檢驗，該變量對被解釋變量的影響是顯著的。DW=1.69說明該模型較好地克服了自相關。

2.6 面板數據的協整關系檢驗結果

在得出面板數據不存在單位根后，再檢驗面板數據是否存在協整關系。在檢驗一組序列的協整性或長期均衡關系之前應該首先檢驗序列的單積次數。本文采用Fisher（combined Johansen）檢驗來檢驗城鎮居民人均消費性支出的對數（LnCP）與人均可支配收入的對數(LnIP)之間是否存在協整關系。由表3可知，檢驗拒絕了LnCP和LnIP之間不存在協整關系的原假設、但不能拒絕至多存在1個協整關系的假設，因此兩者存在協整關系，即LnCP和LnIP之間是長期均衡穩定的關系。

表3 Johansen Fisher面板協整檢驗結果

3 計量分析的結論

通過以上的計量分析，我們可以得出以下幾點結論：

（1）在中部六省，城鎮居民的可支配收入和上期消費狀況對當期消費需求有顯著影響；同時城鎮居民可支配收入和消費性支出之間也存在協整關系，即兩者存在長期均衡的穩定關系。其政策含義是，改善居民收入分配狀況可以很好解決居民消費需求不振的問題。

（2）中部六省城鎮居民消費對收入的彈性較高，達到了0.857。根據祁京梅（2008）這一結果略高于全國平均水平。這可能與模型選取與數據處理有關。但是這基本符合客觀經濟現實，中部六省城鎮居民邊際消費傾較高說明中部地區城鎮居民的收入偏低，經濟還不夠發達，中部崛起的政策效果尚未顯現。因此，中部地區需要更多、更穩定的政策支持。

（3）中部六省之間城鎮居民消費需求存在一定差異，但差異不大。中部六省的邊際消費傾向大體相同，差異主要體現在自發性消費上，其中湖南、湖北、安徽的自發性消費能力較強，而山西、河南、江西的自發性消費能力較弱，這基本也與當地的經濟發展狀況一致。

（4）居民消費有一定的慣性，即當期消費要受上期消費水平的影響。

第五，居民消費同收入呈同方向變動，即隨著收入水平的提高，居民消費將增加。這實際上是消費水平與經濟發達程度密切相關的具體體現。

4 政策建議

根據本文的研究結論，針對中部六省城鎮居民的消費特點，提出以下幾點政策建議：

（1）引導消費者轉變傳統觀念，建立積極的消費理念。通過宣傳使人們改變依靠積蓄消費的保守觀念，排除由于認識偏誤給人們消費觀念更新帶來的束縛。積極推廣信用消費等現代消費方式，通過消費實踐來引導人們消費觀念的轉變和更新，使人們逐步做到敢于消費、善于消費。

（2）調整初次分配格局，提高勞動者報酬比重。勞動者報酬比重的提高對居民消費率的影響甚大。長期以來，中部六省的勞動報酬都低于全國平均水平。因此中部六省更需要擴大內需，促進消費，實現經濟平衡發展，就有必要重視勞動者報酬在國民收入中的比重。就具體操作而言，國家有必要提高最低工資標準，并實行工資集體協商制度，使工資增長制度化。另一方面，國家也有必要改革個人所得稅制度以及征管方式，特別是對工資薪金這一部分，要減少級次、擴大級距，努力減輕中低收入群體的納稅負擔。

（3）努力增加就業，提高居民收入。就業是收入的基本來源和保證，城鎮大量下崗失業人員是城鎮居民收入差距擴大的一個重要原因。由于體制原因，中部地區現有大量下崗職工和無業人員，他們沒有穩定的工作和收入來源，成為城市貧困的新群體。因此，政府應該進一步完善就業和再就業政策，幫助低收入者就業。一方面加強對下崗職工的職業培訓，為實現再就業創造條件；另一方面制定鼓勵下崗職工自主創業的優惠政策，減輕其自主創業的負擔，大力發展非公有經濟和勞動密集型產業，增加就業崗位，加大對低收入群體的教育投入，努力實現居民就業的機會均等。

此外，要充分挖掘消費潛力，把經濟結構調整與居民消費結構升級結合起來，使其適應居民消費需求的變化，；要建立適合我國國情的社會保障體系，化解人們的后顧之憂，增強消費的安全感，從而全面提升居民消費意愿和能力。

[1]蔣春秀.國居民消費率偏低的省際因素分析——來自省級面板數據的證據[J].上海經濟研究,2010,（6）.

[2]婁峰,李雪松.中國城鎮居民消費需求的動態實證分析[J].中國社會科學,2009,（3）.

[3]祁京梅.我國消費需求趨勢研究及實證分析探索[M].北京：中國經濟出版社，2008．

[4]徐秋慧，王曉峰.我國居民消費率變化趨勢分析[J].求索，2010，（5）。

[5]張洛民,劉璇.中國各地區城鎮居民消費函數的面板數據分析[J].統計與決策，2009,（16）.