郭江濤,王泳茹

（四川大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.公共管理學(xué)院，成都 610064）

0 引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律表明消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終動(dòng)力，盡管我國(guó)居民消費(fèi)水平近年來得到較大提高，但長(zhǎng)期以來我國(guó)居民消費(fèi)率偏低仍未得到改善，尤其近年來居民消費(fèi)需求不振，制約著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。收入是影響居民消費(fèi)的決定因素，改革開放以來，隨著收入分配體制改革的不斷深入，居民收入水平有了顯著提高，與此同時(shí)，居民個(gè)人收入差距也在不斷擴(kuò)大，其中，城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大最為突出。因此，廣大學(xué)者對(duì)收入分配差距和消費(fèi)需求的關(guān)系進(jìn)行了大量的探討和研究。從以往文獻(xiàn)可知，關(guān)于收入差距和消費(fèi)需求關(guān)系的研究主要集中在對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村內(nèi)部或者全國(guó)居民收入差距對(duì)消費(fèi)需求的影響，且大多學(xué)者支持收入差距擴(kuò)大不利于消費(fèi)需求的結(jié)論，鑒于此，本文以城鄉(xiāng)收入差距作為主要指標(biāo)，針對(duì)我國(guó)現(xiàn)狀，對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

1 變量選取

本文選取居民消費(fèi)率（Y）、居民平均消費(fèi)傾向（APC）、居民邊際消費(fèi)傾向（MPC）這三個(gè)變量表示我國(guó)居民消費(fèi)需求的變化；選取城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值（X）、泰爾指數(shù)（TL）表示我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距。

本文所使用的2009年數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)專網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，CPI數(shù)據(jù)來自《中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入、農(nóng)村家庭人均純收入、城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費(fèi)性支出、農(nóng)村家庭平均每人年生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)，城鎮(zhèn)人口、農(nóng)村人口、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，居民收入=城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入×城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村家庭人均純收入×農(nóng)村人口，居民消費(fèi)=城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費(fèi)性支出×城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村家庭平均每人年生活消費(fèi)支出×農(nóng)村人口，計(jì)算實(shí)際居民收入和實(shí)際居民消費(fèi)時(shí)用1978=100的CPI進(jìn)行平減。

2 回歸方程

我國(guó)居民消費(fèi)和城鄉(xiāng)收入差距有朝著相反方向發(fā)展的態(tài)勢(shì)，居民消費(fèi)需求增加、減少和城鄉(xiāng)收入差距縮小、擴(kuò)大在時(shí)間上大致一致，而消費(fèi)需求增加和收入差距縮小所經(jīng)歷時(shí)間短暫，若建立回歸方程會(huì)因樣本數(shù)據(jù)少而使模型估計(jì)結(jié)果失真，若利用1978～2011年數(shù)據(jù)建立回歸方程，會(huì)因消費(fèi)需求增加和收入差距縮小的較少數(shù)據(jù)影響對(duì)研究較長(zhǎng)時(shí)期消費(fèi)需求減少和收入差距擴(kuò)大之間關(guān)系的模型估計(jì)。因此，根據(jù)所選變量的數(shù)據(jù)特征，本文選取1985～2011年作為樣本期間。

⑴變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

本文所選變量為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了防止偽回歸出現(xiàn)，需對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若各變量平穩(wěn)可以直接進(jìn)行模型估計(jì)，若不平穩(wěn)，且是同階單整，則可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，若存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立協(xié)整方程，估計(jì)變量之間的關(guān)系。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表1可知，除變量X，即城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值在10%顯著性水平下平穩(wěn)外，其余變量都在1%顯著性水平平穩(wěn)，也就是說各變量不存在單位根，因此可以直接建立回歸方程。

⑵回歸分析。

為了研究城鄉(xiāng)居民收入差距和居民消費(fèi)需求之間的關(guān)系，本文采用X、TL作為解釋變量分別對(duì)被解釋變量Y、APC、MPC建立回歸方程，從多角度說明城鄉(xiāng)居民收入差

距與居民消費(fèi)需求之間的關(guān)系。下面列示進(jìn)行檢驗(yàn)、修正后的估計(jì)模型。

①Y是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

經(jīng)檢驗(yàn)，上面兩個(gè)回歸方程的殘差不存在異方差和自相關(guān)，并且解釋變量系數(shù)都通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，因此回歸系數(shù)有明確的經(jīng)濟(jì)意義。Xt和Xt-1的系數(shù)為負(fù)，TLt和TLt-1的系數(shù)也為負(fù)，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)率產(chǎn)生負(fù)影響，X和TL滯后一期的系數(shù)比當(dāng)期系數(shù)小，說明居民消費(fèi)率受滯后一期的收入分配結(jié)構(gòu)影響大些。

②APC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

該回歸方程是由加權(quán)最小二乘法估計(jì)得到，殘差不存在異方差和自相關(guān)。雖然杜賓值較小，但是自相關(guān)系數(shù)和篇自相關(guān)系數(shù)位于正負(fù)兩倍于估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)域內(nèi)，Q統(tǒng)計(jì)量也拒絕存在自相關(guān)。拒絕存在自相關(guān)。從Eviews軟件中截下的殘差序列自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果見圖1。

圖1 殘差序列自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

該方程也是由最小二乘法估計(jì)得到，殘差也不存在異方差和自相關(guān)，同樣，雖然杜賓值較小，但是也通過了自相關(guān)檢驗(yàn)（見圖2）。

圖2 殘差自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

上面兩個(gè)回歸方程解釋變量系數(shù)通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，說明具有明確的經(jīng)濟(jì)意義。X和TL的系數(shù)都為負(fù)，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大會(huì)對(duì)社會(huì)平均消費(fèi)傾向產(chǎn)生負(fù)影響。

③MPC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量

上述兩個(gè)回歸方程都是由加權(quán)最小二乘法估計(jì)得到，并且殘差不存在異方差和自相關(guān)，因此解釋變量系數(shù)存在明確的經(jīng)濟(jì)意義。X和TL系數(shù)都為負(fù)，說明城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對(duì)居民邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生負(fù)影響。

綜上所述，用Y、APC、MPC分別代表我國(guó)居民消費(fèi)需求，并分別用X、TL對(duì)其進(jìn)行回歸，經(jīng)檢驗(yàn)和修正后的回歸方程表明，解釋變量X、TL當(dāng)期值系數(shù)（①、②、③）和滯后一期值系數(shù)（①）都為負(fù)數(shù)，并且都通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，從而得出結(jié)論：無論是用城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比值表示的城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，還是用泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)率、居民平均消費(fèi)傾向、居民邊際消費(fèi)傾向都產(chǎn)生負(fù)影響，說明了收入差距擴(kuò)大會(huì)對(duì)居民消費(fèi)需求增加產(chǎn)生抑制作用，因此，應(yīng)進(jìn)一步加深收入分配體制改革，提高低收入者的收入水平。

3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

相關(guān)并一定表示存在實(shí)際意義，在經(jīng)濟(jì)變量中有一些變量顯著相關(guān)，但它們未必都是有意義的，因此還需對(duì)上述變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)主要是解決x變量是否引起y變量的問題，主要看現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值后是否使解釋程度提高。

（1）Y是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果（1）

由表2可知，滯后階數(shù)為3和6時(shí)，在5%、10%顯著性水平下X和TL是Y的格蘭杰原因，但Y不是X、TL的格蘭杰原因；滯后階數(shù)為4時(shí)，在10%顯著性水平下Y是X、TL的格蘭杰原因，但X、TL不是Y的格蘭杰原因。因此，Y和X之間、Y和TL之間不存在互為格蘭杰原因，但是滯后階數(shù)為3和6時(shí)，存在X、TL是Y的格蘭杰原因，說明①中回歸方程有經(jīng)濟(jì)意義。

（2）APC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果（2）

由表3可知，滯后1階時(shí)，在10%顯著性水平下X、TL是APC的格蘭杰原因，在5%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因，滯后6階時(shí)，在5%顯著性水平下，X、TL是APC的格蘭杰原因，在10%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因，存在互為格蘭杰原因；滯后2階時(shí)，在10%顯著性水平下，APC是X、TL的格蘭杰原因，但X、TL不是APC格蘭杰原因；滯后3、4、5、7階時(shí)，在1%顯著性水平下，X、TL是APC的格蘭杰原因，但是APC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、3～7階X、TL都是APC的格蘭杰原因，和格蘭杰因果檢驗(yàn)定義基本符合，說明②中回歸方程有明顯的經(jīng)濟(jì)意義。

（3）MPC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果（3）

由表4可知，滯后1階時(shí)，在5%顯著性水平下，X、TL是MPC的格蘭杰原因，在5%顯著性水平下MPC是X的格蘭杰原因，在10%顯著性水平下MPC是TL的格蘭杰原因，存在互為格蘭杰原因；滯后4、5階時(shí)，在1%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因，滯后6階時(shí)，在5%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因，滯后7階時(shí)，在10%顯著性水平下TL是MPC的格蘭杰原因，但滯后4～7階時(shí)，MPC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、4～6階時(shí)X是MPC的格蘭杰原因，滯后1、4～7階時(shí)，TL是MPC的格蘭杰原因，說明③中回歸方程也具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義。

4 結(jié)論

利用1985～2011年數(shù)據(jù)建立回歸方程，經(jīng)檢驗(yàn)和修正后得到的變量系數(shù)都通過了檢驗(yàn)，實(shí)證分析表明用城鄉(xiāng)收入比、泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)用居民消費(fèi)率、居民平均消費(fèi)傾向、居民邊際消費(fèi)傾向表示的居民消費(fèi)需求產(chǎn)生負(fù)影響。然后采用格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到城鄉(xiāng)收入比、泰爾指數(shù)都是居民消費(fèi)率、居民平均消費(fèi)傾向、居民邊際消費(fèi)傾向的格蘭杰原因，說明估計(jì)方程有明確的經(jīng)濟(jì)含義，從而得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大會(huì)對(duì)居民消費(fèi)造成負(fù)影響，而消費(fèi)是帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終動(dòng)力，因而會(huì)制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，我國(guó)應(yīng)繼續(xù)深化收入分配制度，尤其是提高低收入者收入水平，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，加大教育投資，提高人力資本質(zhì)量，有利于勞動(dòng)力的流動(dòng)，從而提高收入水平。

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