轉型期我國居民最終消費率影響因素實證分析

王浩軍+張曉琳+馬軍敬

內容摘要：探索轉型時期我國居民消費問題具有非常重要的意義。本文綜合考慮影響我國居民最終消費的各種因素，最終選取儲蓄率水平、人口老齡化結構、社會保障支出水平和城鄉(xiāng)收入差距這四個目前在我國很突出的因素作為研究變量，并用這四個因素的代理指標（儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)）與居民最終消費率進行了系統(tǒng)的實證分析。結果發(fā)現(xiàn)，四個指標都與居民最終消費率有很大的相關性。為此，建議在擴內需、提高居民消費率的戰(zhàn)略實施中，要不斷完善社會保障體系、更加注視公平分配。

關鍵詞：居民最終消費率 ? 社會保障 ? 收入差距

問題的提出

消費作為拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，其運行狀況直接關系到我國國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，并決定著我國居民的生活質量。目前，我國存在“高投資、低消費”的態(tài)勢，數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2000-2010年這10年間，我國消費率從62.3%下降到48.2%。然而，后經(jīng)濟危機時代，投資的低效率使得資本收益率過低，擴內需、提高消費率成為我國轉型時期實現(xiàn)國民經(jīng)濟有效治理的重要內容。

研究綜述

影響居民消費率的因素眾多，國內外學者從不同角度深入、系統(tǒng)地進行了研究。其中：Parker和Preston（2002）通過研究美國1982-1997年期間的消費年均增長率變動，指出影響消費率變動的因素主要有跨期替代、消費偏好變動、及消費保險非完全市場化。Hubbard、Skinner和Zelds（1995）等人用生命周期模型并綜合考慮了年收入水平、醫(yī)療費用及壽命長度的不確定性等因素，分析了政府公共醫(yī)療補助計劃對低、中收入家庭儲蓄產(chǎn)生的影響，結果表明：美國現(xiàn)有的社會保障制度對家庭消費率的提高有促進作用。段炳德（2009）分析了我國1978-2008年的消費率情況，認為社會安全網(wǎng)不健全是我國消費率偏低的重要原因。居民對醫(yī)保、養(yǎng)老、失業(yè)與教育等的預防性儲蓄，阻礙了消費的擴大。建議逐步建立健全社會安全網(wǎng)以減少人們的后顧之憂，從而提高消費率。陳金明（2012）分別基于我國2000-2012年各地區(qū)人口年齡結構和居民消費的面板數(shù)據(jù)和1978-2010年（改革開放以來）的時間序列數(shù)據(jù)對我國人口年齡結構與居民消費的關系作了實證檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，代表我國人口年齡結構的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與居民消費率分別呈顯著的正向和負向關系，且少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與居民消費率存在長期的均衡關系，人口年齡結構是居民消費的格蘭杰原因。齊吳珍（2012）根據(jù)我國1993-2010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，分析了這一期間我國居民消費的變化趨勢，發(fā)現(xiàn)我國居民消費率和平均消費傾向總體上都呈現(xiàn)一種單邊下降的趨勢。并運用回歸分析、協(xié)整檢驗、誤差修正模型等計量經(jīng)濟學方法對影響我國居民消費的五個主要因素：收入增長率;收入分配差距;不確定性;流動性約束;房價進行了實證分析。

從以上研究可以發(fā)現(xiàn)，國內學者對消費率的影響因素分析少有將我國目前社會上比較突出的幾個問題，如高儲蓄水平、人口老齡化、社會保障支出水平低、城鄉(xiāng)收入差距大等全部納入研究范圍的，分析缺乏針對性、全面性。因此，本文在已有的研究基礎上，對我國消費率的影響因素進行進一步的研究，期望對我國實踐有所幫助。

變量解釋、數(shù)據(jù)來源及研究方法

（一）變量解釋及數(shù)據(jù)來源

我國居民消費率較低的主要原因有高儲蓄、人口老齡化、社會保障體系不健全、城鄉(xiāng)收入差距大等，因此選取這四個因素，并各設一個代理指標：儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)，作為本文研究的自變量。在因變量居民消費上，采用衡量指標居民最終消費率。

各變量指標的計算方法及數(shù)據(jù)來源如下：

1.居民最終消費率（sum）：用居民消費占GDP的百分比來表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》。

2.儲蓄率（sav）：用城鄉(xiāng)居民儲蓄年底余額占GDP的百分比來表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》。

3.老年撫養(yǎng)比（eld）：中國有關法律規(guī)定：15-64歲為勞動年齡區(qū)間。因此，本文的老年撫養(yǎng)比指標用大于最大勞動年齡的人口數(shù)占勞動年齡人口總數(shù)的百分比表示，即

4.社會保障支出比（sse）：用每年財政支出中用于社會保障和就業(yè)支出的總額占財政支出總額的比重表示。數(shù)據(jù)根據(jù)《2012中國財政年鑒》和《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中的相關數(shù)據(jù)計算所得。

5.全國居民基尼系數(shù)（gini）：我國國家統(tǒng)計局是將城鎮(zhèn)和農村分別計算的居民基尼系數(shù)，對于全國居民基尼系數(shù)，采用Sundrum在1990年提出的城鄉(xiāng)分解法來計算，其公式為：

其中，G、G1、G2分別表示全國居民基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)、農村居民基尼系數(shù)，p1、p2分別為城鎮(zhèn)人口和農村人口占總人口的百分比，μ、μ1、μ2分別表示全國人均收入、城鎮(zhèn)人均收入、農村人均收入，其中全國人均收入是根據(jù)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和農村居民的人均純收入用人口比重加權平均得到的。數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2012》的相關數(shù)據(jù)計算所得。

（二）研究方法

本文選取我國1990-2011年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，為了避免模型中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先采用ADF單位根檢驗法，來判定變量的平穩(wěn)性。如果變量是非平穩(wěn)的，那么檢驗變量是否單整，即通過對變量采取協(xié)整檢驗來確定變量之間的長期關系，本文采用了Johansen檢驗方法來確定變量之間的協(xié)整關系。協(xié)整分析的是變量之間的單程關系，而確定變量之間相互關系則需要采取Granger因果關系檢驗，所以本文在協(xié)整檢驗的基礎上又對變量采取Granger因果關系檢驗。最后進行多元線性回歸，分析儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)是如何影響我國居民最終消費率的。

實證分析

（一）單位根檢驗endprint

單位根檢驗（unit root test）主要是用來判定時間序列的平穩(wěn)性，以避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生。基于單位根思想，本文利用Eviews6.0軟件得出我國居民最終消費率、儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)這五個變量單位根檢驗結果，如表1所示。

經(jīng)過ADF單位根檢驗，我國居民最終消費率、儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)這五個變量不是平穩(wěn)時間序列，但其一階差分都是平穩(wěn)時間序列。服從一階單整，則可通過協(xié)整檢驗來判定它們之間是否具有長期的均衡關系。

（二）協(xié)整檢驗

所謂協(xié)整，是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，即這些變量直接存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整分析主要有兩種方法，當只有兩變量時一般采用E-G兩步法;當存在多變量時，一般采用Johansen方法進行檢驗。本文有五個變量，因此選用Johansen協(xié)整檢驗法對變量進行協(xié)整關系檢驗，估計結果如表2。

由表2可知，跡檢驗和最大特征值檢驗結果都表明：在5%的顯著性水平下，時間序列居民最終消費率、儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)之間存在一種長期的均衡關系，即它們之間存在一個協(xié)整方程。協(xié)整方程如下：

sum=0.9108+0.1653sav-4.4144eld+0.5411sse-0.46533gini ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

由檢驗結果可知，常數(shù)項和解釋變量的統(tǒng)計量都顯著。模型的估計參數(shù)為：R2=0.9063，DW=2.1456，F(xiàn)=41.1146，P=0.0000，模型整體擬合效果較好。又4-du=2.203>DW=2.1456>du=1.797，所以此方程不存在序列相關性。由協(xié)整關系模型可知，從長期來看，儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)對居民最終消費率的關系具體表現(xiàn)在：儲蓄率增加一個百分點會導致居民最終消費率增加0.1653個百分點;老年撫養(yǎng)比增加一個百分點會導致居民最終消費率減少4.4144個百分點;社會保障支出比增加一個百分點會導致居民最終消費率增加0.5411個百分點;全國居民基尼系數(shù)增加一個百分點會導致居民最終消費率減少0.4653個百分點。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗主要是分析兩個時間序列之間的因果關系是否存在，即分析當期因變量能在多大程度上被自變量所解釋，以及自變量的滯后期是否提高了對因變量的解釋程度。檢驗思路是：用當前的因變量對因變量的若干滯后期及自變量的若干滯后期進行回歸，然后檢驗自變量的這些滯后期變量作為一個整體是否改善了回歸結果，如果結果是肯定的，則稱該自變量是因變量的格蘭杰原因。本文采用Eviews6.0軟件得出我國居民最終消費率、儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)這五個變量格蘭杰檢驗結果，結果如表3所示。

從格蘭杰檢驗結果可知：我國居民儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)這四個變量都是居民最終消費率的格蘭杰原因，反之卻都不成立，具有單向的格蘭杰原因。這說明這四個變量都在一定程度上影響了居民最終消費率的走勢。

（四）回歸模型

用Stata軟件對所選取的數(shù)據(jù)進行分析，然后將所選取的解釋變量引入模型，按sum=β0+β1sav+β2eld+β3 sse+β4 gini+u方程進行多元線性OLS回歸，得到表4結果。

OLS回歸結果：（2）

考慮到本文所研究的影響消費率的各因素之間有可能有相關性，為了使回歸的結果更加可靠、有效，運用似無相關回歸（SUR）來對模型進一步估計，見表5。

對比表4和表5可以發(fā)現(xiàn)，OLS回歸結果和SUR回歸結果的差異性很小，結果基本一致，而且兩個回歸結果的擬合優(yōu)度都在90%以上，這更進一步加強了該多元線性回歸公式結論的可靠性。

對sav、eld、sse、gini四個自變量分別進行t檢驗，檢驗結果均顯示該四個解釋變量對被解釋變量sum是顯著的，并且對整個多元線性回歸方程進行F檢驗，檢驗結果顯示四個解釋變量對被解釋變量是聯(lián)合顯著的。

回歸結果分析

根據(jù)OLS回歸結果公式（2），可以知道儲蓄率與居民最終消費率之間是反相關的關系，儲蓄率每增加1%，居民最終消費率減少0.165313%，居民的可支配收入中，用于儲蓄的金額越多，用于消費的金額就會減少;老年撫養(yǎng)比和居民最終消費率之間也是反相關的關系，而且影響系數(shù)很大，老年撫養(yǎng)比每增加1%，居民最終消費率就減少4.414363%，受消費傾向和傳統(tǒng)消費方式的影響，老年撫養(yǎng)比越高，居民用于消費的金額就會越少，可見我國目前的老齡化現(xiàn)狀在深深地制約著我國居民的消費;全國居民基尼系數(shù)和居民最終消費率之間也是反相關的關系，全國居民基尼系數(shù)每增加1%，居民最終消費率就會減少0.4158295%，全國居民基尼系數(shù)表示了收入分配不平均，基尼系數(shù)越高，說明中國城鄉(xiāng)之間居民收入分配差距越大，這大大限制了國家拉動內需的發(fā)展。

在回歸結果中我們發(fā)現(xiàn)，社會保障支出比和居民最終消費率之間呈正相關的關系，財政支出中用于社會保障和就業(yè)支出等的比重每增加一個百分點，會促使居民最終消費率增加約0.54個百分點，財政支出中用于社會保障和就業(yè)支出等的比重越高，居民用于預防未來發(fā)生不測而進行的預防性儲蓄越少，相應地在消費方面會有所增加。

從因變量和自變量之間關系形成的散點圖（圖1）看：隨著目前居民最終消費率的逐漸降低，儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)整體上都呈上升的趨勢。儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、全國居民基尼系數(shù)和居民最終消費率是反相關的關系，所以有此趨勢是正常的。可是社會保障支出比與居民最終消費率也有相反的發(fā)展方向，這好像與回歸方程中正的回歸系數(shù)是矛盾的，然而，像上面回歸結果分析中所提到的，財政支出中用于社會保障和就業(yè)支出等的比重越高，居民的防御性儲蓄會減少，相應地會有更多的可支配收入用于消費，所以居民最終消費率和社會保障支出比的相關系數(shù)為正;但是影響居民最終消費率的因素很多，與居民最終消費率呈反相關關系的因素也很多，本文的研究中就有三個（儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、全國居民基尼系數(shù)），當這類因素對居民最終消費率的反向影響力大于社會保障支出比對居民最終消費率的正向影響力，就會出現(xiàn)回歸方程②和圖1的結果。endprint

結論

實證結果表明：儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)與居民最終消費率都有很大的相關性。高儲蓄率、人口老齡化、社會保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國居民的消費。擴大內需、提高居民消費率務必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費，并且在消費時沒有后顧之憂，敢于去消費，而這需要有一個健全的社會保障體系和強大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會保障體系

社會保障體系的不健全，使我國居民的預防性儲蓄動機很強，政府應盡快彌補制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系和便民快捷的服務體系。通過建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會保障體系，以減少人們對未來不確定性的擔憂，提高人們的消費信心，尤其是通過逐步平衡城鄉(xiāng)社會保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費預期和消費結構，達到大規(guī)模拉動居民消費的目的。此外，便民快捷的社會保障服務體系也有助于勞動力在全社會范圍內自由的流動，使人力資源得到有效配置，利于人們增收并間接拉動消費。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國的居民收入差距仍在高位徘徊，這對居民消費率的提高很不利。因為高收入群體有消費能力但缺乏消費傾向，而低收入群體有較高的消費傾向，卻受收入水平的限制沒有足夠的消費能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調整國民收入分配格局，逐步提高居民收入在國民收入分配中所占的比重，同時提高勞動報酬在初次分配中的占比。

二是通過構建相應的體制機制，可以實現(xiàn)低收入群體收入向上的流動，這是擴大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財稅、轉移支付等手段，加快構建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會結構。

參考文獻：

1.楊麗.農村居民消費率影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策，2013（19）

2.車曉惠.我國最終消費率影響因素實證分析[J].商業(yè)時代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會保障對城鄉(xiāng)家庭消費的影響研究[J].統(tǒng)計研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對我國居民消費的影響分析[D].浙江工商大學碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國居民消費及其影響因素分析[D].安徽大學碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國人口老齡化與居民消費[D].山東大學碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉型時期中國居民消費分析及宏觀政策研究[D].財政部財政科學研究所博士論文，2012（2）endprint

結論

實證結果表明：儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)與居民最終消費率都有很大的相關性。高儲蓄率、人口老齡化、社會保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國居民的消費。擴大內需、提高居民消費率務必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費，并且在消費時沒有后顧之憂，敢于去消費，而這需要有一個健全的社會保障體系和強大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會保障體系

社會保障體系的不健全，使我國居民的預防性儲蓄動機很強，政府應盡快彌補制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系和便民快捷的服務體系。通過建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會保障體系，以減少人們對未來不確定性的擔憂，提高人們的消費信心，尤其是通過逐步平衡城鄉(xiāng)社會保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費預期和消費結構，達到大規(guī)模拉動居民消費的目的。此外，便民快捷的社會保障服務體系也有助于勞動力在全社會范圍內自由的流動，使人力資源得到有效配置，利于人們增收并間接拉動消費。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國的居民收入差距仍在高位徘徊，這對居民消費率的提高很不利。因為高收入群體有消費能力但缺乏消費傾向，而低收入群體有較高的消費傾向，卻受收入水平的限制沒有足夠的消費能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調整國民收入分配格局，逐步提高居民收入在國民收入分配中所占的比重，同時提高勞動報酬在初次分配中的占比。

二是通過構建相應的體制機制，可以實現(xiàn)低收入群體收入向上的流動，這是擴大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財稅、轉移支付等手段，加快構建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會結構。

參考文獻：

1.楊麗.農村居民消費率影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策，2013（19）

2.車曉惠.我國最終消費率影響因素實證分析[J].商業(yè)時代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會保障對城鄉(xiāng)家庭消費的影響研究[J].統(tǒng)計研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對我國居民消費的影響分析[D].浙江工商大學碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國居民消費及其影響因素分析[D].安徽大學碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國人口老齡化與居民消費[D].山東大學碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉型時期中國居民消費分析及宏觀政策研究[D].財政部財政科學研究所博士論文，2012（2）endprint

結論

實證結果表明：儲蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會保障支出比、全國居民基尼系數(shù)與居民最終消費率都有很大的相關性。高儲蓄率、人口老齡化、社會保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國居民的消費。擴大內需、提高居民消費率務必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費，并且在消費時沒有后顧之憂，敢于去消費，而這需要有一個健全的社會保障體系和強大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會保障體系

社會保障體系的不健全，使我國居民的預防性儲蓄動機很強，政府應盡快彌補制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系和便民快捷的服務體系。通過建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會保障體系，以減少人們對未來不確定性的擔憂，提高人們的消費信心，尤其是通過逐步平衡城鄉(xiāng)社會保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費預期和消費結構，達到大規(guī)模拉動居民消費的目的。此外，便民快捷的社會保障服務體系也有助于勞動力在全社會范圍內自由的流動，使人力資源得到有效配置，利于人們增收并間接拉動消費。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國的居民收入差距仍在高位徘徊，這對居民消費率的提高很不利。因為高收入群體有消費能力但缺乏消費傾向，而低收入群體有較高的消費傾向，卻受收入水平的限制沒有足夠的消費能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調整國民收入分配格局，逐步提高居民收入在國民收入分配中所占的比重，同時提高勞動報酬在初次分配中的占比。

二是通過構建相應的體制機制，可以實現(xiàn)低收入群體收入向上的流動，這是擴大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財稅、轉移支付等手段，加快構建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會結構。

參考文獻：

1.楊麗.農村居民消費率影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策，2013（19）

2.車曉惠.我國最終消費率影響因素實證分析[J].商業(yè)時代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會保障對城鄉(xiāng)家庭消費的影響研究[J].統(tǒng)計研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對我國居民消費的影響分析[D].浙江工商大學碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國居民消費及其影響因素分析[D].安徽大學碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國人口老齡化與居民消費[D].山東大學碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉型時期中國居民消費分析及宏觀政策研究[D].財政部財政科學研究所博士論文，2012（2）endprint