我國城鎮居民收入水平分布變化的消費異質效應研究

任昌榮 教授

（遼寧對外經貿學院大數據研究院 遼寧大連 116052）

引言

在國際經濟環境和國家發展模式日益演變的背景下，我國城鎮居民的生活方式正發生著潛移默化的演變，這對于市場需求和原有的商品供需系統的沖擊必然是巨大的。另一方面，城鎮居民收入水平差距的拉大和資源配置不合理，導致大量商品生命周期明顯縮短，最終造成消費市場發展不均衡。從國內發展趨勢來看，我國需要對市場的資源配置和產業結構扭曲進行調整，而在此之前往往需要對居民收入支出水平和分布進行研究，明確城鎮居民消費異質效應，促使經濟轉型發展。近年來，我國眾多經濟學者就收入和消費進行研究，但針對收入分布變遷的消費市場效應研究文獻卻較少。基于此，本文選取我國2018年城鎮居民收支數據作為分析樣本，通過建立面板門限模型對我國城鎮居民收入水平分布變化的消費異質效應進行分析，為我國城鎮居民收入水平的提高和消費市場的合理化發展提供相應建議。

數據處理與指標構建

本文以2013年和2018年兩年城鎮居民收支數據為基礎，將2018年居民收入按照2013年基準進行折算，確定“2011年=100”的標尺，使不同年份數據保持可比性。

（一）準面板數據的合成

準面板的概念是為了解決統計工作中的樣本輪換和非隨機流失等問題而提出的。在實際統計工作中，不同樣本的連續數據通常不易全部得到，此種統計結果在統計工作中被稱作重復橫截面數據。統計時可以按照不同屬性將統計對象進行分類，當不同分類的統計數據平均值能夠反映該分類統計結果時，就形成了以不同分類作為單一統計對象的統計結果，也就形成了準面板數據。準面板數據以統計整體中不同分類的平均數據，最終反映統計整體情況，既可以消除樣本非隨機流失的問題，還能夠使測量結果更加精確。

考慮到2013年和2018年的CHIP數據來源不是相同樣本家庭，影響了收入分布變化的消費異質效應樣本的連續性，而以分類后的各組群數據作為研究對象，不考慮個體差異性，保證了分類后各組群數據的連續性。隨著居民收入的不同，居民消費分布曲線呈現門限非特性，準面板數據能夠減少個體異質性對于居民消費分布曲線的影響，減弱不同收入分布對于居民消費分布曲線的影響，使研究結果更加科學準確，因此，本文引入準面板理論。

本文以不同年份的收入情況為基礎劃分各組別，以0.01作為間隔區間，將樣本分為350個組別，以各組別相關數據平均值作為本文樣本數據。2013年和2018年的CHIP準面板數據情況統計如表1所示，值得注意的是，準面板數據的經濟意義會產生變化，如戶主性別（女=1）代表組別內女性戶主所占比重，婚姻（已婚=1）代表組別內已婚家庭所占比重。

（二）收入分布

2013和2018兩年收入樣本分別為x1和x2，在同時滿足同一分布時，x1～F（μ1，σ12），x2～F（μ2，σ22），構建指標分別為：

準面板處理后的樣本數據保證了延續性，將三種收入均值帶入模型可得出概率密度分布情況。概率密度分布反映了分布變遷的主要特征，驗證了準面板數據和模型的科學性。

面板門限模型的分位數回歸及其處理效應

（一）面板門限回歸和分位數回歸

面板門限回歸。此處采用的面板門限與其差異主要體現在估計之前的個體效應處理上，面板門限模型的單一門限設定如下：

進一步假設 β=(β1'β2')'，Y*=X*(γ)β+ε*，進而得到如下方程：

根據殘差平方和估計模型，最終將上式簡化為：

其中，i與t為地區與時間，qit表示門限變量，γ為門限值，I（qit≤γ）和I（qit≥γ）為示性函數。

分位數回歸原理及其估計。本文基于分位數回歸原理對數據指標進行估計，通過最小化殘差平方和來求出數據最優解：

（二）分位數處理效應的測度方法

本文對于分位數處理效應的測度，選取典型設定值法，假設擬合得到的第p分位點的回歸結果為：

估計結果與分析

（一）面板門限值的估計結果

本文選擇家庭收入為門限變量，并對門限數量進行統計，最終明確回歸方程的具體構建形式。分別對單一門限、雙重門限和三重門限進行檢驗，并通過白舉法分析其顯著性，具體結果見表2。

通過表2可以看出，單一門限的F統計量通過了1%顯著性檢驗，通過白舉300次后，單一門限P值為0.000；雙重門限的F統計值同樣通過了1%顯著性檢驗，白舉300次后的P值為0.008；三重門限未表現出顯著性，白舉300次后的P值為0.336，三重門限的可能性為零。通過以上數據可以得出，我國城鎮居民收入與消費間具有非線性關系，即城鎮居民家庭收入對消費具有非線性的雙門限效應。

表1 2013年和2018年CHIP準面板數據

表2 面板門限值估計結果

表3 2018年雙重門限模型的分位數回歸結果

（二）雙重門限模型的分位數回歸估計

在明確城鎮居民家庭收入對消費具有雙重門限影響后，本文通過消費分布的分位數回歸對不同區間、各個消費分布點的城鎮家庭消費特征和影響因素進行分析，進而得出居民收入和消費的關聯性。同時，由于主要分析居民收入分布變化的消費效應，故數據采用分位數形式，如表3所示。

（三）消費分位點的收入分布變遷影響效應分析

分位數回歸典型設定效應估計結果如表4所示。隨著分位點值的逐漸增加，居民消費支出額也隨之增大，分解項的水平效應和離散效應在絕對額度上也隨之增加，說明收入和消費的異質效應存在隨機性；就各個效應的貢獻度而言，通過居民收入方差引起的離散效應在消費支出總額的占比超過90%，而水平效應占比卻僅為7%，由于異質效應與數據樣本存在較強相關性，故本文在此對其不進行分析；最終，城鎮居民收入分布變遷的水平效應和離散效應最大值均在0.4附近，并逐漸向兩端下降。通過城鎮居民收入分布變遷趨勢可以得出，收入水平較高的城鎮居民收入增長率大于低收入水平的城鎮居民，居民收入水平增長率的差異性會削弱離散效應，進而可能會造成離散效應失去主導地位；同時，通過對比居民收入水平效應和離散效應貢獻度可知，不同消費能力的城鎮居民消費行為適用于相對收入假設，表明城鎮居民收入水平的提升能夠加強其消費信心，進而促進居民進行消費。所以，存在一定的收入水平差距能夠提高居民消費需求，而收入水平差異的減小會降低居民消費需求。

表4 分位數回歸的典型設定效應估計結果（單位：元、%）

表5 CHIP2018數據的中高收入組消費結構對比（單位：%）

通過表5可得，食品、醫療等基本支出占中等收入水平居民消費額的大概60%，對中等收入水平居民消費需求提升的抑制作用高于高等收入水平居民，其他六項支出在高收入人群中的占比高于中等收入水平居民，可見居住、文娛教育等消費項目均會成為中等收入水平居民的消費增長點；居民消費結構通常由低階向高階發展，這能夠反映出我國目前中等收入群體正處在耐用品消費階段。這是因為中等收入水平家庭難以達到住房、汽車和高檔家庭設備上的消費標準，且隨著物價的快速增長和房價的升高，導致中等收入水平家庭的消費水平難以得到提高，進而只能維持在生活耐用品消費階段，無法推進消費結構轉型，最終使得居民收入分布變遷的水平效應比較乏力。

結論與建議

（一）結論

居民收入方差所導致的離散效應在消費支出總額中占比高于90%，水平效應占比約為7%；城鎮居民收入分布變遷的水平效應與離散效應最大值均在0.4左右，并逐漸向兩端下降；高收入水平城鎮居民收入增長率高于低收入水平城鎮居民，居民收入水平增長率差異性會削弱離散效應，進而可能會導致離散效應失去主導地位；通過對比分析居民收入水平效應和離散效應的貢獻度，不同消費能力的城鎮居民消費活動適用于相對收入假說，表明提升城鎮居民收入水平能夠加強城鎮居民消費信心，進而促進城鎮居民消費增長。適當拉開收入水平差距能夠提高居民消費訴求，而收入水平差異的減弱會降低居民消費需求。

食品、醫療等基本消費占中等收入水平居民消費額的約60%，其對中等收入水平居民消費需求增長的負面作用高于高等收入水平居民，其他六項消費在高收入人群中的占比高于中等收入水平居民，說明居住、交通通信等消費項目均會成為中等收入水平居民的消費增長點；居民消費結構級別逐步升高，體現目前我國中等收入家庭正處在耐用品消費階段。這是由于中等收入水平家庭若要達到住房、汽車和高檔家庭的消費標準需要經歷較長時間，且隨著物價的增長和房價的升高，中等收入水平家庭的消費水平難以得到提升，進而只能維持在生活耐用品消費階段，很難實現消費結構升級。

（二）建議

提高城鎮居民社會保障水平，刺激居民消費。居民消費水平不僅受到自身收入水平的影響，也會受到社會政策的影響。政府應該進一步提高城鎮居民的社會保障水平，減少居民在醫療、教育、養老等項目上的支出，鼓勵和引導居民進行消費。大力推行公租房和人才補助政策，緩解居民生活壓力，引導居民消費觀念轉變，確保社會消費需求持續增長。

縮小居民收入差距，激發居民消費活力。居民收入水平的兩極化對經濟市場的發展十分不利，我國應該提高中低等收入人群的收入水平，縮小居民收入差距，提高中低等收入水平人群的消費水平，充分激發低收入階層居民的消費能力。

合理調整產業結構，實現供需平衡。現階段我國部分產業結構發展不合理，資源利用率不高，進而影響國民經濟的長久持續發展。我國應該以居民消費結構優化為基礎，合理調整產業結構，調節供需雙方之間的低效溝通模式，避免出現產品滯銷和產能過剩的不良現象。只有產業結構得到優化和資源配置趨于合理，我國經濟發展水平才能夠得到提升，居民收入和支出水平才能夠增長。