楊 勇

(1．天津大學管理與經(jīng)濟學部，天津300072;2．天津職業(yè)技術(shù)師范大學經(jīng)濟與管理學院，天津300222)

當前，我國正進一步推進城鎮(zhèn)化建設，基于目前國有企業(yè)進一步發(fā)展促使部分企業(yè)進行改革改制現(xiàn)狀所導致的社會的激烈競爭，城鎮(zhèn)的就業(yè)形勢也愈發(fā)嚴峻，隨著農(nóng)民工的大規(guī)模涌入，城市失業(yè)人員的數(shù)量持續(xù)增長，比例也越來越高。在這個過程中收入低和靠失業(yè)金生活的人群的數(shù)量就更多，逐漸地城市中出現(xiàn)了一個相對貧困的群體。這個群體使城鎮(zhèn)居民之間的收入差距越來越大，這個水平比城鄉(xiāng)之間居民的收入差距明顯更大［1］。同時，我國城鎮(zhèn)居民存在消費需求不振的問題，而消費不振與我國城鎮(zhèn)居民收入差距擴大之間是否存在一定的聯(lián)系，正被越來越多的專家所關(guān)注與探討。

從經(jīng)濟學角度出發(fā)，城鎮(zhèn)居民的消費問題正成為國家與社會普遍關(guān)注的問題，根據(jù)相對收入假說消費理論，消費具有不可逆性，當期的消費除了受到當期收入等因素的影響外，還被前一期消費水平影響。相對收入假說認為，收入水平是決定消費支出的主要因素。相對收入包括兩層含義:一是強調(diào)較之前收入增長的消費者所組成的消費群體和消費集團二者均對低收入個人和群體的消費行為有示范性和攀比性;二是強調(diào)過去高峰收入時期對當前收入所產(chǎn)生的消費影響。該假設認為，現(xiàn)期消費支出很大程度上受過去的高峰收入的影響:消費支出隨收入提高而提高，但只能隨收入減少而有限地減少，形成“自上不能下”的棘輪效應［2］。當前，研究城鎮(zhèn)居民收入對消費影響的主要方法是因子分析法和協(xié)整分析法，但這兩種方法存在一定的不足。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的使用，實現(xiàn)了在某種程度上彌補以上兩種方法的局限性，即可以在不同的時間點上選擇不同的居民收入數(shù)據(jù)作為樣本來進行觀測。這一方法的使用，既實現(xiàn)了對不同的城鎮(zhèn)居民在收入方面的不同進行分析，且對消費受居民收入不同的影響進行了分析。本文通過對城鎮(zhèn)居民消費的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析，重點考察了城鎮(zhèn)居民收入差距對消費的影響和消費的“棘輪效應”［3-4］。

一、固定效應動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型及估計

截面?zhèn)€體變截距動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型表達式為［5］

將滯后被解釋變量作為解釋變量引入模型，得出

1．不包含外生解釋變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計

首先考慮不包含外生解釋變量的截面?zhèn)€體變截距動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

如果φit是正態(tài)分布，且Yi0是具體的給定常數(shù)C，則式(4)的MT估計在T較小時是存在偏估計的。則對于截面?zhèn)€體相關(guān)的估計模型，T固定不變、n→∞時與γ估計一致。得

進一步把(Yi，t-2-Yi，t-3)作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，得

把 Yi，t-2作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，得

當n→∞或者T→∞時，式(6)、(7)都與γ參數(shù)估計一致。則

得出式(4)的參數(shù)估計。

2．包含外生解釋變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計

在包含外生解釋變量的情況下，截面?zhèn)€體變截距動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為

同理，采用工具變量方法估計差分模型，得γ和β的一致估計量，然后求出αi的估計量。

二、隨機效應動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型及估計

1．隨機效應動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的建立

如果式(8)中的αi為隨機變量，可將式(8)寫為

式中:Qi是不隨時間變化的1×H1階屬性外生變量向量;Xit是隨時間變化的1×H2階外生變量向量，且使它的第一個元素為1，表示為隨機效應變截距中不變的主體部分，得出變截距為(β1+αi);cit=αi+φit;γ是1×1階，ρ和β分別表示H1×1階和H2×1階的參數(shù)變量［6-7］。

這里，Yi0隨機，即假定Yi0是均值為φy0，方差為的隨機變量，表示為Yi0=φy0+εi。該假設的合理性在于人們只會關(guān)心達到目的的狀態(tài)結(jié)果，不會關(guān)心是如何達到這種初始狀態(tài)的，只需要這種分布的結(jié)果具有有限的均值和方差［8］。

2．隨機效應動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計

假定αi和φit服從正態(tài)分布，初始條件的不同假定存在著不同的似然函數(shù)［9］。

(1)Yi0固定下的似然函數(shù)為

(2)Yi0隨機獨立于αi的似然函數(shù)為

(3)Yi0隨機，與αi相關(guān)的似然函數(shù)為

使似然函數(shù)達到最大化，可得到相應條件下的參數(shù)的最大似然估計。

3．隨機效應動態(tài)面板工具變量估計

當橫截面?zhèn)€體數(shù)目較多、時間的長短又不太確定時，初始條件不同的情況下似然函數(shù)不同，所以初始條件的選擇是至關(guān)重要的，錯誤的選擇將導致得到的估計與正確的估計偏離，不是一致估計，所以選擇工具變量估計，步驟如下［10-11］。

步驟1:對式(9)差分，得

利用 Yi，t-2和(Yi，t-2-Yi，t-3)作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，并且得到γ和β的估計γ和β。

步驟2:把估計出的γ和β代入式(12)在時間上求出平均的方程，得

式(13)根據(jù)最小二乘法，得到ρ的估計ρ。

步驟 3:估計 σ2φ和 σ2α，得

上式中的估計與初始值Yi0無關(guān)。當n或T趨向于無窮大時，γ、β和σ2φ估計是一致;只有當n趨向于無窮大時，ρ和σ2φ的估計才是一致。

三、實證分析

本文以2006—2011年我國24個省市自治區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費情況為例進行實證分析，數(shù)據(jù)來自相關(guān)統(tǒng)計年鑒。另外，所選取的各個地區(qū)的數(shù)據(jù)是在以2005年為基期的城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進行了平減以消除消費變化的影響。由于2006—2011年期間，城鎮(zhèn)居民的收入和物價水平波動較大，因此將城鎮(zhèn)居民的收入水平和消費狀況進行適當?shù)恼{(diào)整，對其各時期收入與消費價格指數(shù)進行平減，并以實現(xiàn)居民的經(jīng)濟性和理性消費為目標，建立模型分析預測值和真實值是否吻合。

1．動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計

考察城鎮(zhèn)居民收入差距對消費的影響和消費的“棘輪效應”，建立關(guān)于城鎮(zhèn)居民消費的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。總體回歸模型設定為

式中:ln XFi，t、ln XFi，t-1分別代表第 i省 t時期和 t-1時期城鎮(zhèn)居民的消費自然對數(shù);ln SRTit分別表示第i省t時期的城鎮(zhèn)居民持久收入和暫時收入的自然對數(shù);CPIit作為第i省t時期的消費價格指數(shù);以GINIit作為第i省t時期城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)衡量城鎮(zhèn)居民收入差異;而Fi代表第i省的固定效應或隨機效應水平，以反映那些因地區(qū)差異而對消費有顯著影響但其本身很難量化的影響因素;Di則為時間虛擬變量，其作用為反映各省隨時間而變化的因素對消費的影響;以φit代表第i省t時期的隨機誤差項。

通過Hausman檢驗，選取了固定效應的變截距模型［8］。并選用 ln XFi，t-2和 ln XFi，t-3作為解釋變量 ln XFi，t-1的工具變量。通過廣義矩估計方法得到如下估計方程，其中括號內(nèi)的數(shù)值代表t檢驗統(tǒng)計量，J統(tǒng)計量表明這兩個工具變量的有效性。

動態(tài)模型的截距估計值如表1所示。

表1 動態(tài)模型變截距Fi的估計值

以上動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果表明，消費的“棘輪效應”顯著，當期消費很大程度上受滯后一期的消費的正向影響。從數(shù)量上看，城鎮(zhèn)居民前期消費每增長1%，引起當期消費平均增長0．521 8%;居民消費的持久收入彈性和暫時收入彈性分別為0．332 5和0．011 7;收入差距對消費影響顯著，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對值每增加1%，消費平均將減少約0．35%。

2．靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型估計

如果不考慮消費的“棘輪效應”，建立靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型?？傮w回歸模型設定為

通過Hausman檢驗，選取了固定效應的變截距模型。得到估計方程

靜態(tài)模型的截距估計值如表2所示。

表2 靜態(tài)模型變截距Fi的估計值

以上靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果表明，居民消費的持久收入彈性和暫時收入彈性分別為0．776 3和0．029 5;收入差距對消費有顯著影響，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對值每增加1%，消費平均將減少約 0．33%。

將式(14)和式(16)對比發(fā)現(xiàn)，由于在動態(tài)模型中引入了前期消費ln XFi，t-1作為解釋變量，引起了其他解釋變量的系數(shù)在兩個模型中的較大差異。ln XFi，t-1與其他解釋變量之間存在統(tǒng)計相關(guān)性。從另一方面講，前期消費對當期消費的影響，也就是“棘輪效應”并不是直接的，而是間接的，是通過改變當期收入等因素而影響的。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果反映出了各個變量之間的經(jīng)濟關(guān)系的定量解釋，城鎮(zhèn)居民消費的持久收入彈性和暫時收入彈性分別為0．332 5和0．011 7;城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對值每增加1%，消費平均將減少約0．35%等，都是不可靠的。

四、結(jié) 語

對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型的對比分析，可以看出2006至2011年間我國各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入與消費之間存在著動態(tài)均衡機制的內(nèi)部關(guān)系，當期或者后期的消費水平將一定程度上受不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入的差異所影響，這些是與城鎮(zhèn)居民的收入水平呈正相關(guān)的。所以，城鎮(zhèn)居民的收入水平一定程度上可以作為調(diào)控城鎮(zhèn)居民消費的主要工具。各個地區(qū)之間的分配差距縮小將一定程度上推動我們國家消費市場和消費結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵要素。作為政府應該擴大在其他方面的投資，調(diào)整這個方面的關(guān)鍵，一定程度上縮小各個地區(qū)在分配方面的差距，并下大力度推動經(jīng)濟的發(fā)展，推動就業(yè)率的提升，用多方面、多渠道的方法推動居民收入的提升，用各種方式縮小各個地區(qū)的收入水平和貧富差距，進而讓全國各地區(qū)的人民的消費結(jié)構(gòu)更加的合理。

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