物價波動、收入分配與消費者邊際支付意愿實證分析
——基于省際面板數據

王 彭，王學鵬

(中原工學院，河南 鄭州 451191)

新常態時期，消費成為了拉動我國經濟增長的重要動力，而物價、收入是影響消費水平的重要因素之一，因此，探究物價波動、收入對消費的影響對擴大我國消費水平、提升經濟發展水平有借鑒作用。目前，學界關于消費影響因素的研究已相對成熟，大致可以分為三類：一是物價與消費的關聯性研究；二是收入與消費的關聯性研究；三是物價、收入與消費關聯性研究。現有研究多對物價、收入與消費的關聯性進行實證分析，并得出了一致的結論。筆者嘗試探究物價、收入對消費者邊際支付意愿的影響，以期對已有研究做一定程度的補充。

一、物價波動、收入分配與消費者邊際支付意愿關聯性檢驗

(一)變量選取與數據來源

本文選擇北京、上海等30個省市為研究樣本(西藏、香港、澳門、臺灣除外)，數據時間跨度為2000—2019年，數據均來源于國家統計局。鑒于此，本文將消費者邊際支付意愿作為被解釋變量，用xf表示。根據邊際消費的概念，將“年度人均可支配收入水平”作為消費者收入衡量指標，“年度人均消費支出水平”衡量消費者支出水平，通過“人均可支配收入/人均消費支出”計算得出消費者邊際支付意愿，數值越大表示消費者支出意愿越大。

本文采用物價波動和收入分配作為核心解釋變量。由于省際層面的消費者物價指數缺失過多，所以，采用國家統計局公布的總體消費者物價波動指數衡量物價波動狀況，用cpi表示。收入分配則使用初次分配中消費者收入水平衡量，用sr表示。

由于消費與經濟發展、商貿流通產業發展等因素密切相關，這些變量可能對消費者邊際支付意愿產生影響。鑒于此，本文將這些變量作為控制變量。經濟發展水平(pgdp)：人均地區生產總值；商貿流通產業發展水平(my)：年度商貿流通產業總額；電子商務發展水平(ds)：地區年度電子商務交易總額；社會保障水平(zf)：地區政府社會保障支出水平。

(二)變量平穩性分析

由于數據時間跨度過長，屬于長面板數據，必須進行平穩性檢驗，以剔除不平穩變量，避免模型可能存在的“偽回歸”問題。[1]為了使原始數據更為“平滑”，對使用絕對指標衡量的變量進行對數化處理，結果見表1。

表1 變量平穩性檢驗

由表1知，xf的LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗值均在1%的水平上顯著，說明xf為平穩序列。同理可知，lnsr、lnpgdp、lnmy、lnds、lnzf也均為平穩序列。

(三)變量相關性分析

對變量進行單因素相關性檢驗，可以初步檢驗變量之間的相關性，同時，也可以排除解釋變量之間的多重共線性。[2]xf、cpi等變量的相關性檢驗結果，見表2。

表2 變量相關性檢驗

由表2可知，cpi與xf之間的相關系數為-0.572且在1%的水平上顯著，這說明物價波動與消費者邊際支付意愿之間為明顯的負相關關系。lnsr與xf之間的相關系數為0.142且在5%的水平上顯著，說明收入分配水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnpgdp與xf之間的相關系數為0.636且在1%的水平上顯著，說明地區經濟發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnmy與xf之間的相關系數為0.753且在1%的水平上顯著，說明地區商貿流通產業發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnds與xf之間的相關系數為0.351且在1%的水平上顯著，說明地區電子商務發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnzf與xf之間的相關系數為0.753且在1%的水平上顯著，說明地區社會保障水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。

(四)模型構建及回歸結果

平穩性檢驗表明了xf、cpi等變量均為平穩序列，而相關性檢驗表明cpi、lnsr等解釋變量之間不存在多重共線性。基于此，本文構建回歸模型，如方程(1)所示：

xfit=c+β1*cpiit+β2*lnsrit+β3*lnpgdpit

+β4*lnmyit+β5*lndsit+β6*lnzfit+εit

(1)

然后，對模型進行了F檢驗與豪斯曼檢驗，得出：F檢驗值為13.742在1%的水平上顯著，豪斯曼檢驗值為43.180在1%的水平上顯著，這說明本文適用固定效應模型。適用固定效應模型進行回歸分析，結果見表3。

表3 固定效應回歸結果

由表3可知，cpi與xf之間的回歸系數為-0.526，在1%的水平上顯著，說明物價波動與我國消費者邊際支付意愿之間為明顯的負相關關系。在消費者收入水平既定的情況下，物價波動會導致消費者實際購買力水平下降，導致消費者邊際支付意愿下降。[3]此外，物價波動會影響消費者的消費心理，導致支付意愿下降。lnsr與xf之間回歸系數為0.336，在1%的水平上顯著，說明收入分配與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。收入是消費的基礎，收入水平提升能夠增加消費者的購買力水平，進而增加消費者的消費水平。[4]此外，隨著收入水平的提升，消費者對產品和服務的需求也呈現多樣化趨勢，并增加消費者的消費信心。lnpgdp與xf之間的回歸系數為0.770，在1%的水平上顯著，說明地區經濟發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnmy與xf之間的回歸系數為0.877，在1%的水平上顯著，說明商貿流通產業發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnds與xf之間的回歸系數為0.166，在10%的水平上顯著，說明電子商務發展水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。lnzf與xf之間的回歸系數為0.575，在1%的水平上顯著，說明社會保障水平與消費者邊際支付意愿之間為明顯的正相關關系。

(五)穩健性檢驗

將數據時間跨度減少至2010—2019年，核心變量的回歸結果方向和顯著性未發生明顯變化，說明回歸結果穩健，結果見表4。

表4 穩健性檢驗結果

二、研究啟示

綜上分析得出以下結論：物價波動與我國消費者邊際支付意愿之間為明顯的負相關關系，收入分配對消費者邊際支付意愿具有正向促進作用。并且，經濟發展水平、商貿流通產業發展水平、電子商務發展水平、社會保障水平等對消費者邊際支付意愿也具有正向促進作用。基于此，筆者認為可以從以下三個方面入手改善我國居民消費水平：

1.穩定物價水平。前文實證分析表明了物價波動對居民邊際消費支出意愿具有明顯的負向影響。因此，我國各地方政府應加強對市場的宏觀調控，促進地區物價水平穩定，防止物價過度波動對居民消費的負面影響。對于不遵守市場規模、打價格戰的不當競爭行為，進行大力打擊。

2.提升初次分配中居民收入比重。收入是消費的基礎，只有不斷提升居民消費水平，才能加速居民消費水平提升。[5]首先，適當降低個人所得稅稅率，增加居民收入水平；其次，降低消費稅率，通過降低消費品和服務價格，提升居民實際購買力；最后，提高最低收入標準，提升整體居民收入水平。

3.大力發展商貿流通產業。前文實證分析表明了商貿流通產業發展水平提升是影響居民邊際消費支出意向的重要因素之一。因此，我國政府應該加強財政對商貿流通產業的支持力度，完善商貿流通產業基礎設施水平，盡快擴大我國商貿流通產業規模。