市場化進程對城鎮居民消費的影響
——2008-2013年省級面板數據的證據

(北京工商大學經濟學院 北京 100048)

一、引言和文獻綜述

凱恩斯的絕對收入假說認為，在短期中，收入與消費是相關的，即消費取決于收入，消費與收入之間的關系也就是消費傾向。在此基礎上，我們試圖引入市場化進程的因素來分析城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入的關系。

各地區市場化進程不同步,會加大地區之間的收入分配差異。閻大穎(2007)[1]研究發現市場化對提高各地區城鄉居民的收入均有至關重要的促進作用。Yang(1999)[2]、Yao和Zhang(2001)注意到隨著中國市場化深入,勞動力和要素的跨區域流動加大了地區之間收入的差異。倪青山(2005)以勞動力跨部門流動模型證明,在勞動力流動性不斷增強的市場化改革過程中,早期收入分配的不均等程度可能會上升,一定時期后收入差距會逐步縮小[3]。

影響城鎮居民消費支出的主要因素是城鎮居民的可支配收入。褚曉琳(2013)實證檢驗北京市城鎮居民消費與可支配收入的數量關系以及城鎮居民邊際消費傾向的動態變化[4]。李寶仁(2007)研究北京市居民消費行為發現，影響人們當期消費最主要的因素是收入,但同時消費也受國家政策等因素的影響,收入水平和增長速度直接影響消費需求的增長,進而也會影響整個經濟增長的速度[5]。

本文采用Hansen提出的門檻面板模型(Panel Threshold Model)對數據進行自動識別來確定門檻值，從而對不同市場化進程下城鎮居民人均可支配收入和城鎮居民人均消費的關系給出回答[6]。本文的結構安排如下：第二部分簡要說明本文采用的計量方法以及模型的構建；第三部分為實證結果并進一步分析；最后予以總結。

二、模型的設定以及估計方法

(一)樣本、變量和數據

本文利用我國2008到2014年的30個省級面板數據，去除了西藏，對市場化進程、城鎮人均可支配收入以及城鎮人均消費支出三者之間的動態關系展開計量分析，以期發現有價值的結論。市場化進程的數據通過樊綱等所著《中國分省份市場化指數報告(2016)》獲得，城鎮居民人均消費、城鎮人均可支配收入等通過查閱各年《國家統計年鑒》獲得。

下面是變量說明以及變量的描述統計

城鎮居民人均消費支出(uacit)。主要衡量城鎮居民用于日常生活的所有支出，本文以各地區城鎮居民平均每人全年的消費性支出作為被解釋變量進行研究。

城鎮居民人均可支配收入(uaiit)。主要衡量城鎮居民的收入情況，本文以各地區城鎮居民平均每人全年的可支配收入作為解釋變量之一進行研究。

市場化指數(marketit)。關于市場化程度，國內學者從不同角度進行了研究，本文主要以樊綱和王小魯等(2016)《中國各省份市場化指數報告(2016)》中的市場化指數為依據，將其作為門限變量進行研究。相關變量的描述統計見表1：

表1 變量的描述性統計

數據來源：2009-2015年《國家統計年鑒》以及樊綱等編制的《中國各省份市場化指數報告(2016)》

(二)計量模型的構建及估計方法

根據傳統的經濟理論，影響消費支出的因素主要是收入，尤其是可支配收入。同時將市場化進程作為門限變量研究對消費支出的影響，建立的計量模型如下：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ)+α2uaiitI(market>γ)+εit

(1)

其中，i代表地區，t代表年份，α1，α2均為待估計參數。uacit表示城鎮居民人均消費支出，uaiit表示城鎮居民人均可支配收入，marketit表示相應的市場化指數作為門限變量，γ為特定的門限值，I(?)為指標函數，μit為個體效應，是一些不可觀測的因素，εit～N(0,σ2)為隨機干擾項。

(2)

進而我們可以將上式(2)表示成為矩陣形式：

uac*=X*(γ)α+ε*

(3)

對于給定的γ值，可以用OLS方法估計(3)式得到β的估計值：

α(γ)=(X*(γ)′X*(γ))-1X*(γ)′uac*

(4)

相應的殘差平方和為：

(5)

(6)

得到參數估計值后，需要進行兩個方面的檢驗：一個是門檻效果是否顯著，二是門檻的估計值是否等于其真實值。第一個檢驗的原假設H0:α1=α2，檢驗統計量為：

(7)

(8)

以上是只存在一個門檻的情況，從計量經濟學的角度看，可能存在多個門檻，這里簡要說明雙重門檻，其基本模型為：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ1)+α2uaiitI(γ1

+α3uaiitI(market>γ2)+εit

(9)

三、實證結果和分析

利用Stata14.0對模型進行估計。首先，確定門檻個數，以便確定模型的基本形式：依次在無門檻、單一門檻和雙門檻的設定下進行估計，得到的F統計量和Bootstrap重復抽樣得到的P值和臨界值見表2：

表2 門檻效果檢驗

注：(1)P值和臨界值均為Bootstrap反復抽樣300次得到的結果。

(2)***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平下顯著。

單一門限的P值為0.027，雙重門限下的P值為0.017，均在5%的顯著水平上成立。因而模型存在雙重門限。門檻的估計值和95%的置信區間列于表3。

表3 門檻值的估計結果

并且借助圖1和圖2似然比圖可以更直觀的了解門檻回歸的結果。

圖1 第一個門限的似然比圖 圖2 第二個門限的似然比圖

門檻參數的估計值是似然比估計LR為零時γ的取值，在這個雙重門檻模型中為6.090和3.430。以第一個門檻估計值為例，其95%置信區間是所有 LR值小于 5%顯著水平下的臨界值(對應圖中虛線)的γ構成的區間?？梢愿鶕@個臨界值將回歸模型分成三段，其一是市場化指數大于6.090；其二是市場化指數在[3.430,6.090]；其三是市場化指數小于3.430。門限回歸得到相應的模型估計結果如下表4：

表4 門限回歸得到的估計參數結果

因而可以通過這兩個門檻值將市場化程度分為三類，第一類是高市場化程度(marke t ≥6.090)，第二類是中等市場化程度(3.430 < market ≤6.090),第三類是低市場化程度(3.430 ≤market)。各年份不同市場化程度區間的地區數量分布如表5：

表5 不同年份各區間內地區個數

通過對表5的分析可以發現，低市場化的地區較少，處于高市場化水平的省份逐年增加，中度市場化水平的地區逐步轉化為高市場化的地區，可以說我國市場化改革不斷取得進步。

不同市場化程度下城鎮居民消費支出和城鎮居民人均可支配收入的均值比較，見表6：

表6 不同市場化程度支出和可支配收入的均值比較

通過分析可以發現，高市場化程度的城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入顯著高于中低市場化程度的地區，同時中低市場化程度地區的城鎮軍民人均消費支出和人均可支配收入相差不大。

按三個不同市場化程度，分段進行了三次面板數據的穩健性回歸，得到的估計結果如下表7：

表7 回歸結果

注：(1)t statistics in parentheses

(2)* p < 0.05,** p < 0.01,*** p < 0.001

以上回歸結果不同于門限回歸中直接得到的結果有所不同，但也能夠說明一些問題。首先，高市場化程度地區隨著城鎮居民人均可支配收入增加1元，城鎮居民人均消費支出增加0.582元，也即城鎮居民人均消費率，高市場化程度地區主要分布在東部沿海以及四個直轄市。同時一個比較鮮明的對比是，低市場化程度地區的城鎮居民人均消費率為0.789，顯著高于高市場化程度的城鎮居民人均消費率。當其與中市場化程度地區的城鎮居民消費率0.491相比時，中低市場化程度地區的人均消費支出和人均可支配收入相差不是很明顯，但是城鎮居民消費率卻出現顯著的不同。低市場化程度的觀測樣本分別是2008-2013年的青海和2010-2013年的新疆共10個，樣本容量小估計的結果可能有所偏差。

四、結論及政策建議

市場化改革對于我國居民消費有著重要的影響。文章以2008-2013年各省市自治區的30個樣本實證研究，得到如下的結論：結合對高市場化程度地區的樣本和低市場化程度地區的樣本比較，發現各地區我國市場化程度呈現由東部向中西部逐漸降低的趨勢，一方面是由于各地區地理位置的因素，另一方面也是由于我國市場化改革進程和政策的原因。同時高市場化程度地區的城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入都是遠高于中市場化程度地區和低市場化程度地區，可以發現市場化程度對我國城鎮居民人均消費和人均可支配收入的地區間差異有一定的影響。加快推進地區市場化進程，尤其是西部地區市場化進程的建設，是必要的，這對于提高西部地區城鎮居民生活水平有著重要的作用。