消費環境對城鎮居民消費增長影響的動態面板分析

佟成軍

內容摘要：在居民消費的過程中，消費環境起到了關鍵作用。因此研究消費環境對城鎮居民消費增長的影響具有重要的意義。針對我國居民消費水平偏低的現狀，本文以宏觀消費環境為研究視角，借助廣義矩陣估計法，實證分析了我國消費環境對城鎮居民消費增長的影響。結果顯示：我國城鎮居民的人均家庭消費逐漸提高，但消費增長率卻逐年下降；消費金融市場的發展水平與發達國家相比明顯偏低；隨著我國區域的不同，消費環境對城鎮居民消費增長所造成的影響也存在較大差異；我國基礎設施的不完善阻礙了商品的流通，進而導致居民消費增長率持續走低。

關鍵詞：消費環境 居民消費 廣義矩陣估計 動態面板

問題的提出

在國際經濟競爭日趨激烈的環境下，我國僅通過加大進出口貿易以及增加投資的方式來維持經濟的持續發展已不符合當今的經濟形勢，我國居民的消費水平較西方發達國家消費水平存在一定差距，因此，提高我國消費增長率是促進我國經濟發展的必由之路。在分析之前，有必要對消費環境的內涵進行闡述，本文將消費環境定義為對我國政治、市場經濟、居民消費等均產生影響的宏觀消費環境。宏觀消費環境中的經濟變量之間存在著復雜且緊密的聯系，許多經濟學家曾采取多重角度對經濟變量之間的關系進行剖析。隨著世界經濟的不斷發展，消費理論也逐漸成熟，生態環境與社會制度等因素均會對消費環境造成影響，且隨著環境的不同，其受到的影響程度也存在顯著差異。然而，宏觀消費環境的改變能否對城鎮居民消費水平產生影響？消費環境改變的程度不同是否對居民消費的影響也隨之不同？社會基礎設施的完善、社會保障制度的更新是否會對居民消費環境產生積極影響？諸如上述的一系列問題均需要得到解答，因此，本文以消費環境的變化為視角，研究其對消費增長的影響。

模型設定與變量選取

（一）模型設定

（二）變量選取

本文以我國31個省市2010-2017年度的省際面板數據為研究內容，由于港澳臺地區與我國內地的經濟形勢和社會制度有很大差別，因此，本次研究沒有將港澳、臺地區的經濟數據列入研究內容。所有選取的變量均來自我國經濟與社會網發布的數據，同時，為了排除物價波動所帶來的影響，本研究所有數據均采用CPI進行了調整，模型所闡述的所有變量含義如表1所示。

通過對我國現階段的農村居民經濟情況進行分析得知，農村居民使用信用消費的人數很少，因此，本文將我國城鎮居民作為分析對象。將我國城鎮居民消費水平表示為Ct，Yt表示我國城鎮居民的家庭人均可支配收入。表示我國不同區域的基礎設施建設情況的變量有公路密度highwt、鐵路密度railwt，道路密度值為道路的總公里數與該省的國土面積的比值，bedt表示城鎮每萬人口醫療衛生部門的病床數量。creditt表示我國城鎮居民消費金融環境的標準，creditt的年度數據來自我國央行的年度區域經濟數據庫，通過對我國金融部門的貸款余額中的居民消費數據進行平均統計得到。insurt表示我國社會保障的選擇標準。

實證及結果分析

（一）數據平穩性分析

經濟數據通常隨著時間的變化而產生波動，導致兩個模塊之間的數據出現不平穩分布，在通過模型對其進行統計分析時容易使得數據出現較高的關聯性，導致出現“偽回歸”的結果。因此，本文為了避免“偽回歸”現象的出現，在進行回歸檢驗之前對所構建模型中的所有數據進行平穩性檢驗，具體檢驗結果如表2所示。

由于城鎮居民的支出和收入等變量均會隨著時間的變化而出現波動，因此，本文將所研究的變量進行了一階差分處理。選取經過差分處理后的數據，通過回歸模型進行檢驗。通過表2可以看出，兩種形式所檢測出的p值均為0，由此說明當所選取的變量顯著水平低于1%時，存在單位根的模型假設不存在。因此，通過檢驗的模型所分析的數據均為平穩序列，“偽回歸”現象出現的概率為0，與實證分析的標準一致。

（二）描述性統計分析

在我國31省市居民消費的最初數據中，本文對居民消費數據通過CPI處理得到真實值，將真實值與其余變量共同進行一階差分處理，同時，對變量進行描述性統計分析和相關系數分析，具體分析結果如表3和4所示。

對比表3和表4可以看出，在城鎮居民消費的相關系數矩陣中，收入與消費相關系數為0.1965，由于收入與消費的相關系數較小，但變量的顯著水平卻較高，因此，居民的經濟收入被確定為內生變量并不會對整體統計結果造成影響；居民消費增長的二次方與其消費的有關系數為0.6527，同時顯著水平較高，居民消費增長的二次方與消費增長率間具有明顯的關聯性，所以有必要將居民的消費增長率納入到內生變量中。在城鎮居民的消費環境變量中，居民的社會保險消費與其家庭收益之間的相關系數為0.0975，且變量的顯著水平較高；居民社會保險消費與信用消費之間的相關系數為-0.0857；城鎮居民醫療衛生部門的病床數量與資金利率之間的相關系數為0.2609，同時變量水平顯著。綜上所述，雖然所選取的變量顯著水平較高，但所有變量的相關系數值不高，本文對關聯性較高的變量分析時排除外界因素的影響，只對兩變量之間的數值關系進行研究，因此，需要對其進行更加深入的分析。

（三）系統CMM估計結果分析

本文通過Arellano和Bover提出的廣義矩估計方法對內生變量進行分析，同時將居民消費環境變量的滯后項帶入回歸方程。將分析模型所分析的各個變量變換成對數差分的計算形式，所以回歸模型所分析的變量結果可以直接反映出居民消費環境的改變對其消費增長率的影響。

本研究采用動態面板系統廣義矩估計，對變量的分析結果如表5所示。其中，不同模型對變量的分析角度也有所不同，模型1排除了波動性對變量的影響，即變量的滯后系數不發生變化。模型2與模型3將變量的波動約束影響考慮在分析范圍內，即變量的滯后系數隨著外界因素的變化而發生改變；同時，模型3與模型2相比，模型3又將居民的收入增長也劃分到內生變量的范圍中。

通過表5可以看出，三個模型均具有較好的分析效果，其回歸系數更加接近真實數據。居民收益的增長對其消費增長率的增長具有積極的影響，所有分析模型中的居民消費環境變量的增加與消費增長率之間均存在一定的關聯性，但隨著消費環境的不同，其與消費增長的關聯性也存在較大差異。根據三個模型的變量自相關性檢驗結果可以看出，變量的一次、二次方前的常數項均沒有相關性。同時，通過三個模型的Sargan檢驗可以看出，所有檢測變量的P值均為1，這說明三個模型的構建思路符合實際數據的檢驗要求。在城鎮居民消費的市場基礎設施配置方面，在三個模型的統計結果中可以看出，公路密度的顯著水平均處于1%以下，且公路的相關系數均為正值。與此同時，當鐵路密度的顯著水平處于5%以下時，其各個變量滯后項前的系數均大于0，說明我國31個省市的公路密度與鐵路密度對我國居民消費的增長起到促進作用，這與我國現階段的城鎮居民消費情況基本吻合。

我國經濟步入新常態以來，加大了在農村各地區的基礎設施建設，大量興建高鐵和公路，逐漸實現了城市高鐵網和農村公路網的全面覆蓋，交通運輸系統進一步優化。隨著我國交通運輸系統的逐漸完善，我國農村的經濟發展速度逐漸提高，農村與城市之間的經濟水平差異逐漸縮減，居民消費水平不斷提高。增加我國各地區的鐵路與公路的建設數量有利于促進我國商品的流通和各地區的經濟交流，增強不同地區之間的經濟競爭以及促進協同發展，為我國實現不同省市的共同繁榮做出貢獻，提高城鎮居民的生活水平和消費標準。

建議

居民就業壓力的不斷增大，造成我國居民消費水平與西方發達國家相比仍有較大差距，且居民消費增長率的區域性差異十分明顯，整體呈現東高西低的趨勢；我國消費市場基礎設施的落后抑制了商品的流通，進而對我國居民消費增長造成負面影響。

我國需要進一步提高基礎設施建設水平，提高公路密度和鐵路密度，進而促進商品的高效流通，刺激城鎮居民的消費；提高居民就業率，增加城鎮居民的家庭人均收入，降低外界因素對居民消費環境所造成的影響，提升居民消費水平；針對區域環境的不同，制定符合當地消費狀況的經濟政策，消除居民消費的壁壘。

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