韋朕韜 趙仁康

內(nèi)容提要：探討我國(guó)居民消費(fèi)需求不足的成因一直是學(xué)者關(guān)心的話題之一。首先從理論機(jī)制上分析了土地價(jià)格扭曲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平的影響，然后利用2000-2016年30個(gè)省級(jí)區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，并使用了空間杜賓模型對(duì)土地價(jià)格扭曲、收入分配與我國(guó)居民消費(fèi)三者關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。主要結(jié)論有：(1) 在我國(guó)，土地價(jià)格扭曲會(huì)抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升，但能增加相鄰地區(qū)的消費(fèi)需求。土地價(jià)格扭曲對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平抑制作用要強(qiáng)于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的抑制作用。(2) 在機(jī)制檢驗(yàn)中，土地價(jià)格扭曲會(huì)減少收入分配中勞動(dòng)收入份額，從而抑制我國(guó)居民消費(fèi)水平提升。并且，土地價(jià)格扭曲會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，從而抑制我國(guó)居民消費(fèi)水平提升。(3) 在溢出效應(yīng)中，在本地區(qū)土地價(jià)格扭曲情況下，勞動(dòng)收入份額的增加并不會(huì)促進(jìn)本地居民到相鄰地區(qū)消費(fèi)，而城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大后，卻能抑制本地居民到相鄰地區(qū)消費(fèi)。最后，提出了加快土地要素市場(chǎng)化改革以及土地流轉(zhuǎn)改革等政策建議。

一、 引言及文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)居民的收入水平得到了快速提高。根據(jù)西方經(jīng)典消費(fèi)理論，隨著收入水平的提高，消費(fèi)水平也會(huì)相應(yīng)提高，但是我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)長(zhǎng)期低迷，居民消費(fèi)率一直處在偏低狀態(tài)，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家的居民消費(fèi)率存在較大差距。居民的消費(fèi)不足也制約著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)以及內(nèi)在的穩(wěn)定性。另一方面，由于我國(guó)要素市場(chǎng)化改革不完善，要素的價(jià)格扭曲現(xiàn)象普遍存在，要素市場(chǎng)的扭曲對(duì)我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)造成負(fù)面影響。在要素市場(chǎng)中，土地要素價(jià)格的扭曲尤為嚴(yán)重。那么，土地價(jià)格扭曲現(xiàn)象是否會(huì)抑制我國(guó)居民消費(fèi)增長(zhǎng)？背后的機(jī)制又是什么？基于這些問(wèn)題，研究土地要素市場(chǎng)的價(jià)格扭曲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響有著重大的現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)于我國(guó)居民消費(fèi)不足的成因，學(xué)者從以下幾個(gè)方面進(jìn)行研究：① 收入及收入差距。李軍(2003)采用定量方法得出城鄉(xiāng)收入差距與居民消費(fèi)水平呈負(fù)向關(guān)系。劉東皇、沈坤榮(2012)用實(shí)證方法驗(yàn)證了要素分配可以通過(guò)收入水平以及收入差距來(lái)影響消費(fèi)增長(zhǎng)，并且收入差距的中介效應(yīng)占了43%。② 人口年齡結(jié)構(gòu)因素。少兒撫養(yǎng)比與消費(fèi)率具有正相關(guān)性，而老年撫養(yǎng)比與消費(fèi)率有負(fù)相關(guān)性(張樂(lè)、雷良海，2011)，少兒撫養(yǎng)比下降、老年撫養(yǎng)比上升會(huì)使消費(fèi)需求下降(張玉周，2016)。③ 金融環(huán)境及社會(huì)保障體系。消費(fèi)金融的發(fā)展、金融環(huán)境的改善以及消費(fèi)信貸的發(fā)展都會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提升，不確定性和流動(dòng)性約束會(huì)抑制居民消費(fèi)(萬(wàn)廣華等，2001)，同時(shí)完善的社會(huì)保障體系可以促進(jìn)居民消費(fèi)(方匡南，2013)。④ 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。李自瓊(2015)實(shí)證分析了我國(guó)農(nóng)村地區(qū)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的互動(dòng)效應(yīng)。王業(yè)雯(2016)用VAR模型實(shí)證得出廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在相互促進(jìn)機(jī)制。⑤ 要素價(jià)格扭曲因素。冼國(guó)明、石慶芳(2013)用GMM方法研究了我國(guó)勞動(dòng)力和資本的要素價(jià)格扭曲、收入分配與居民消費(fèi)的關(guān)系，指出要素扭曲不利于居民消費(fèi)的增長(zhǎng)。謝冬水(2017)認(rèn)為我國(guó)土地要素價(jià)格扭曲抑制了居民消費(fèi)，我國(guó)土地市場(chǎng)的要素價(jià)格扭曲程度越高，則居民的消費(fèi)傾向就越低，并對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)。

根據(jù)文獻(xiàn)回顧，筆者發(fā)現(xiàn)一些不足之處，進(jìn)行了一些改善：① 目前學(xué)者就要素價(jià)格扭曲與居民消費(fèi)關(guān)系的研究主要集中在勞動(dòng)力和資本要素上。然而，土地作為生產(chǎn)要素之一，會(huì)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響，是值得研究的視角之一，本文將研究土地價(jià)格扭曲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響。② 在研究指標(biāo)選擇上，學(xué)者較多采用土地出讓金占比、國(guó)有土地出讓面積等作為衡量土地價(jià)格扭曲的衡量指標(biāo)，本文還采用不同用途土地價(jià)格之比作為衡量指標(biāo)。③ 土地價(jià)格扭曲對(duì)居民消費(fèi)的影響存在空間關(guān)聯(lián)性，已有文獻(xiàn)的計(jì)量方法往往采用VAR模型、GMM回歸等方法，但這種孤立的個(gè)體研究將存在估計(jì)誤差。本文將基于空間面板模型，就土地價(jià)格扭曲對(duì)居民消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并且對(duì)其中的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、 理論機(jī)制分析

1． 土地價(jià)格扭曲與我國(guó)居民消費(fèi)

我國(guó)土地要素市場(chǎng)化程度較低，存在嚴(yán)重的價(jià)格扭曲現(xiàn)象。在我國(guó)，土地價(jià)格扭曲更多表現(xiàn)為結(jié)構(gòu)性扭曲，即工業(yè)用地價(jià)格偏低，而住宅、商服等用地價(jià)格偏高。廉價(jià)的工業(yè)用地成本讓工廠即使大量生產(chǎn)低端、低附加值產(chǎn)品仍有利可圖，不需要在新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)、技術(shù)研發(fā)上投入大量精力，這種低水平生產(chǎn)不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。由于工業(yè)用地價(jià)格偏低，政府為了收回土地成本，獲得更多的土地財(cái)政收入，將住宅、商服等用地價(jià)格抬高(Yan等，2014)，這使得居民需要用更多收入來(lái)購(gòu)買這類商品，降低了居民的實(shí)際財(cái)富，降低了居民在精神層面消費(fèi)的能力和欲望，不利于居民消費(fèi)水平提高以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。各地居民可以“用腳投票”，本地區(qū)的土地價(jià)格扭曲抑制了消費(fèi)群體人數(shù)的上升，會(huì)引導(dǎo)一部分消費(fèi)人群外流，增加了相鄰地區(qū)居民的消費(fèi)需求。由于農(nóng)地非農(nóng)化過(guò)程中，農(nóng)民的土地增值收益損失較大，實(shí)際財(cái)富嚴(yán)重縮水，再加上城鄉(xiāng)收入差距的存在，與城鎮(zhèn)居民相比，土地價(jià)格扭曲對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升更為不利。基于理論分析，本文提出以下兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)1：在我國(guó)，土地價(jià)格扭曲會(huì)抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升，但會(huì)促進(jìn)相鄰地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升。

假設(shè)2：在我國(guó)，土地市場(chǎng)的價(jià)格扭曲對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平抑制作用要強(qiáng)于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的抑制作用。

2． 土地價(jià)格扭曲、要素收入分配與我國(guó)居民消費(fèi)

在我國(guó)土地市場(chǎng)上，土地價(jià)格扭曲表現(xiàn)為政府既是一級(jí)市場(chǎng)的壟斷賣方，也是二級(jí)市場(chǎng)的壟斷賣方。住宅、商服類的土地價(jià)格過(guò)高，會(huì)造成財(cái)富在政府和居民之間重新分配，即居民的一部分收入會(huì)向政府轉(zhuǎn)移，從而造成勞動(dòng)報(bào)酬在國(guó)民收入中的下降，居民實(shí)際收入水平的下降不利于其消費(fèi)需求的提升。高房?jī)r(jià)一直是影響我國(guó)居民生活的基本問(wèn)題之一，居民為了買房都會(huì)提前若干年進(jìn)行儲(chǔ)蓄，在大城市買套房甚至要花費(fèi)居民一生的收入，嚴(yán)重影響到居民日常生活中的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策。在我國(guó)，由于城市中房?jī)r(jià)一直居高不下，買房甚至成為了城鎮(zhèn)居民投資的主要方式之一，房子成為居民財(cái)富保值增值的重要工具，許多城市都先后出現(xiàn)了“炒房團(tuán)”、“炒房熱”，許多樓盤(pán)甚至出現(xiàn)了“一房難求”現(xiàn)象，這也進(jìn)一步加劇了房?jī)r(jià)的上漲趨勢(shì)。如果城市中的房?jī)r(jià)上漲過(guò)快，居民無(wú)論是要買房住還是為了使自己的財(cái)富保值增值，都會(huì)增加在住房上的消費(fèi)。社會(huì)中窮人往往主要依靠勞動(dòng)報(bào)酬作為收入來(lái)源，而富人往往依靠資本收入，一部分住房成為了資本品后，會(huì)擴(kuò)大貧富差距，會(huì)降低勞動(dòng)報(bào)酬占國(guó)民收入的比重。在土地價(jià)格扭曲情況下，即使居民的勞動(dòng)報(bào)酬提高了，為了財(cái)富的保值增值，城鎮(zhèn)居民也會(huì)將大量的收入消費(fèi)在住房類商品上，相應(yīng)地會(huì)減少在其他用途上的消費(fèi)。

為了招商引資，政府采用壓低工業(yè)用地價(jià)格的方法吸引企業(yè)前來(lái)投資，這其實(shí)是變相給企業(yè)發(fā)放補(bǔ)貼，隨著用工成本的不斷上升，資本價(jià)格相對(duì)下降，許多工廠更愿意用資本來(lái)替代勞動(dòng)力，這會(huì)抑制部分居民的就業(yè)，引起居民勞動(dòng)收入份額的下降，抑制消費(fèi)水平的提升。同時(shí)，由于擠出效應(yīng)的存在，政府吸引工業(yè)企業(yè)的入駐會(huì)在某種程度上抑制第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，會(huì)造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的扭曲(Li，2014)，進(jìn)而影響到居民消費(fèi)需求提升?；诶碚摲治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)3：土地價(jià)格扭曲會(huì)減少要素收入分配中勞動(dòng)收入份額，從而抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平提升。

3． 土地價(jià)格扭曲、城鄉(xiāng)收入差距與我國(guó)居民消費(fèi)

由于政府在土地市場(chǎng)上處在壟斷地位，農(nóng)地非農(nóng)化過(guò)程中政府與農(nóng)民在土地補(bǔ)償收益分配上存在不對(duì)等性，農(nóng)民的土地收益受到了削弱，在一定程度上加大了我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，降低了我國(guó)居民的消費(fèi)水平，特別是農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。城鄉(xiāng)收入差距會(huì)引起社會(huì)收入分配不平衡，從而會(huì)降低整個(gè)社會(huì)的平均消費(fèi)傾向和邊際消費(fèi)傾向，不利于我國(guó)居民消費(fèi)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。根據(jù)2004年修改通過(guò)的《土地管理法》，為了公共利益，國(guó)家可以對(duì)土地進(jìn)行征收或者征用，并給予補(bǔ)償。該法規(guī)指出我國(guó)土地征收補(bǔ)償費(fèi)主要有土地補(bǔ)償費(fèi)、安置補(bǔ)助費(fèi)、地上附著物以及青苗補(bǔ)償費(fèi)。其中，土地補(bǔ)償費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)為土地在征用前3年平均產(chǎn)值的6-10倍，安置補(bǔ)助費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)為不超過(guò)土地在征用前3年平均產(chǎn)值的15倍。這一標(biāo)準(zhǔn)顯然沒(méi)有考慮到土地要素在未來(lái)的增值收益，對(duì)農(nóng)民來(lái)說(shuō)并不公平。就目前情況看，我國(guó)現(xiàn)階段的土地價(jià)格補(bǔ)償金過(guò)低，在政府主導(dǎo)的農(nóng)地非農(nóng)化過(guò)程中，農(nóng)村居民處在弱勢(shì)地位，這種情況造成了土地收益在兩者間的分配不合理(Lichtenberg & Ding，2009)，農(nóng)民無(wú)法得到公平的土地補(bǔ)償收益。農(nóng)村土地雖然歸農(nóng)村集體所有，但農(nóng)民沒(méi)有自由的土地轉(zhuǎn)讓權(quán)。農(nóng)民的收入難以得到實(shí)質(zhì)性提高，許多失地農(nóng)民進(jìn)入城市后仍然買不起房，拿不到城市戶籍，享受不到在城市中應(yīng)有的福利待遇，成為了半城鎮(zhèn)人口，由于自身文化程度和勞動(dòng)技能低于城鎮(zhèn)居民，在城市中也難以找到高收入工作，城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

由于未得到土地收益的合理補(bǔ)償，農(nóng)村居民并沒(méi)有得到相應(yīng)的財(cái)產(chǎn)性收入，失地農(nóng)民的生活水平并沒(méi)有得到實(shí)質(zhì)性改善，這種城鄉(xiāng)收入差距加大使得農(nóng)村居民的消費(fèi)更多集中在基本生活品上，降低了其在發(fā)展性產(chǎn)品和服務(wù)上的消費(fèi)。基于理論分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：土地價(jià)格扭曲會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，從而抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升。

三、 計(jì)量模型、變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1． 計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)理論以及本文實(shí)際研究對(duì)象，本文將構(gòu)造空間計(jì)量模型進(jìn)行研究。為了不失一般性，本文先構(gòu)造出基準(zhǔn)模型，即空間杜賓模型，在下文實(shí)證分析中再看杜賓模型能否簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型。并且，根據(jù)本文研究的需要，將分別檢驗(yàn)要素收入分配以及城鄉(xiāng)收入差距機(jī)制的影響，下文為基準(zhǔn)回歸模型：

(1)

(1)式中C表示常數(shù)項(xiàng)，i代表各地區(qū)，t代表各年份，j為系數(shù)β的下標(biāo)，ZX表示我國(guó)居民消費(fèi)水平；W表示權(quán)重，本文用的是鄰近距離權(quán)重(0-1)；NQ表示我國(guó)各省份的土地價(jià)格扭曲；KZ為本文控制變量，包括的變量有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDP)、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展(EC)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展(SC)、城鎮(zhèn)化水平(CZH)、政府財(cái)政支出(ZF)、社會(huì)撫養(yǎng)比(FYB)；μi表示地區(qū)固定效應(yīng)；δt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。下文將根據(jù)機(jī)制檢驗(yàn)的需要，分別在基準(zhǔn)回歸模型中加入變量城鄉(xiāng)收入差距(CXCJ)以及勞動(dòng)收入份額(LDBC)。

2． 變量選取

本文的被解釋變量為居民消費(fèi)水平，使用的指標(biāo)為我國(guó)居民的人均消費(fèi)水平。本文的核心變量為土地價(jià)格扭曲，本文采用住宅用地價(jià)格與工業(yè)用地價(jià)格的比例作為衡量土地價(jià)格扭曲的指標(biāo)。由于中國(guó)地價(jià)監(jiān)測(cè)網(wǎng)上的數(shù)據(jù)為各個(gè)城市的地價(jià)，本文借鑒了尚曉曄(2016)的做法，如果只有一個(gè)省會(huì)城市的地價(jià)，以該省會(huì)城市地價(jià)作為該省份地價(jià)的代表；若是有多個(gè)城市的地價(jià)數(shù)據(jù)，以城市的GDP占該省GDP作為權(quán)重計(jì)算出新的地價(jià)作為該省地價(jià)的代表。但與該學(xué)者不同的是，本文沒(méi)有采用不同地價(jià)的價(jià)格指數(shù)比例，因?yàn)榘凑者@種計(jì)算方法，在2000年所有省份的土地價(jià)格扭曲程度均為1，這與實(shí)際情況不符，所以本文用住宅用地和工業(yè)用地的實(shí)際價(jià)格之比反映不同省份土地價(jià)格扭曲程度的差異。當(dāng)然，衡量我國(guó)土地價(jià)格扭曲的指標(biāo)具有多樣性，本文借鑒其他學(xué)者的方法，如采用國(guó)有土地出讓面積作為指標(biāo)(左翔和殷醒民，2013)，國(guó)有土地出讓面積越多，代表土地扭曲程度越大。也有采用政府財(cái)政中土地出讓金占比作為指標(biāo)的(謝冬水，2017)，地方政府財(cái)政中土地出讓金占比越高，代表土地扭曲程度越大。在下文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將使用這兩種指標(biāo)進(jìn)行研究。

在控制變量選擇上，本文有社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、政府財(cái)政支出、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及社會(huì)撫養(yǎng)比這6個(gè)變量。① 地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用GDP這一指標(biāo)。西方經(jīng)典的消費(fèi)理論認(rèn)為收入是消費(fèi)的重要因素之一，而收入往往取決于一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。② 城鎮(zhèn)化發(fā)展水平將使用常住人口城鎮(zhèn)化率這一指標(biāo)，隨著城鎮(zhèn)人口的不斷增加，地區(qū)的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)將會(huì)改變。③ 政府財(cái)政支出的指標(biāo)為地區(qū)財(cái)政支出占GDP的比例。政府支出往往起著干預(yù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的作用，對(duì)居民消費(fèi)可能有促進(jìn)作用，也可能有擠出效應(yīng)。④ 第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重這一指標(biāo)，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以影響居民就業(yè)、收入、消費(fèi)的變化。⑤ 第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重這一指標(biāo)，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以為居民提供更多的消費(fèi)品。⑥ 社會(huì)撫養(yǎng)比采用的指標(biāo)為(0-14歲人口+65歲以上人口)/15-64歲人口，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化會(huì)引起社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。

3． 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文使用的數(shù)據(jù)主要為2000-2016年我國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域(除西藏自治區(qū)外)的面板數(shù)據(jù)，被解釋變量居民消費(fèi)水平來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，核心變量土地價(jià)格扭曲的各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)城市地價(jià)指數(shù)動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)網(wǎng)、歷年《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》。機(jī)制變量勞動(dòng)收入份額和城鄉(xiāng)收入差距的數(shù)據(jù)以及控制變量中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、政府財(cái)政支出的指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；常住人口城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；各地區(qū)社會(huì)撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)人口和就業(yè)年鑒》。本文數(shù)據(jù)是絕對(duì)值的都以2000年作為基期進(jìn)行平減處理，由于篇幅問(wèn)題，本文沒(méi)有列出變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。[注]有興趣的讀者可向本文作者索取。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)

1． 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

本文首先對(duì)我國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域(除西藏自治區(qū)外)的人均消費(fèi)水平進(jìn)行了空間自相關(guān)檢驗(yàn)，如果各區(qū)域的人均消費(fèi)水平存在空間自相關(guān)，則需要采用空間計(jì)量回歸模型，并且可以避免由空間效應(yīng)帶來(lái)的估計(jì)誤差。如果不存在空間自相關(guān)，則采用普通計(jì)量回歸模型即可。此相關(guān)性檢驗(yàn)使用的空間權(quán)重矩陣為0-1矩陣(相鄰地區(qū)取值為1，不相鄰地區(qū)取值為0)。如表1所示，2000-2016年，我國(guó)30個(gè)省市居民消費(fèi)水平的Moran值在0.2-0.3之間，基本上都通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。這說(shuō)明我國(guó)各省份的消費(fèi)水平確實(shí)存在空間相關(guān)性，需要利用空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表1 2000-2016年我國(guó)省域消費(fèi)水平的空間自相關(guān)檢驗(yàn)

2． 空間面板模型的回歸結(jié)果

下文回歸結(jié)果由Matlab軟件得出，為了降低異方差等問(wèn)題，本文將所有變量取對(duì)數(shù)處理。在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇上，本文采用Hausman檢驗(yàn)。本文首先對(duì)非空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，并用LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)去分析模型的空間自相關(guān)性，模型通過(guò)了5%顯著性水平，說(shuō)明確實(shí)存在空間自相關(guān)性(由于篇幅原因，表2只列出空間面板模型的回歸結(jié)果，未列出非空間面板模型的回歸結(jié)果)。本文空間面板回歸同樣需要進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)t統(tǒng)計(jì)量為46.74，并且通過(guò)了1%的顯著性水平，說(shuō)明實(shí)證中應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。通過(guò)LR檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)采用時(shí)空雙固定效應(yīng)比較合適，如表2中的模型(3)。通過(guò)Wald、LR檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，表明空間杜賓模型不能簡(jiǎn)化為空間滯后模型和空間誤差模型(如表2所示)，因而本文可以采用時(shí)間和空間雙固定的杜賓模型進(jìn)行分析。從表2的回歸結(jié)果來(lái)看，模型(3)中居民消費(fèi)水平在空間上具有顯著的正向相關(guān)性，也從側(cè)面說(shuō)明本文用空間杜賓模型的合理性。回歸中，LNNQ的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明土地價(jià)格扭曲對(duì)本地區(qū)居民消費(fèi)水平有顯著的抑制作用。但是，W*LNNQ的系數(shù)顯著為正，土地價(jià)格扭曲對(duì)相鄰地區(qū)的居民消費(fèi)水平卻有促進(jìn)作用，這與模型(1)的回歸結(jié)果較為相似，驗(yàn)證了上文中的假設(shè)1。從表3中的變量土地價(jià)格扭曲的效應(yīng)分解中可能得出相同的結(jié)論。本地區(qū)的土地價(jià)格扭曲會(huì)促使本地居民去相鄰地區(qū)消費(fèi)，比如在高鐵等基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善的情況下，由于本地區(qū)土地價(jià)格扭曲較高，本地區(qū)居民會(huì)去相鄰地區(qū)買房，促進(jìn)相鄰地區(qū)的住房消費(fèi)市場(chǎng)的升溫。如表3，控制變量中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平對(duì)本地居民消費(fèi)有促進(jìn)作用，而政府的財(cái)政支出對(duì)本地區(qū)居民消費(fèi)存在擠出效應(yīng)，可能由于在我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)中，過(guò)度的政府消費(fèi)替代了居民消費(fèi)。某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)相鄰地區(qū)的居民消費(fèi)存在負(fù)向的溢出效應(yīng)，可能由于地區(qū)之間的競(jìng)爭(zhēng)激烈，本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升會(huì)吸引相鄰地區(qū)的消費(fèi)人群，增加了本地區(qū)的居民消費(fèi)，也使得相鄰地區(qū)的居民消費(fèi)需求下降。

表2 空間面板模型估計(jì)結(jié)果

3． 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文的回歸結(jié)果表明，土地價(jià)格扭曲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平具有抑制作用。但是，該回歸結(jié)果可能會(huì)受到指標(biāo)選擇以及地區(qū)不同的影響。下文將從兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

(1) 如表4，在模型(4)、模型(5)中分別采用國(guó)有土地出讓面積和土地出讓金占比作為衡量我國(guó)土地價(jià)格扭曲的指標(biāo)。變量土地價(jià)格扭曲的直接效應(yīng)都顯著為負(fù)，說(shuō)明了土地價(jià)格扭曲對(duì)居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生抑制作用，上文的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。模型(5)中土地價(jià)格扭曲的溢出效應(yīng)為正，說(shuō)明某一地區(qū)的土地價(jià)格扭曲在抑制該地區(qū)消費(fèi)水平的同時(shí)卻增加了相鄰地區(qū)的消費(fèi)水平，與上文結(jié)論一致，驗(yàn)證了上文中的假設(shè)1。

(2) 本小節(jié)將進(jìn)行分樣本研究。本小節(jié)將觀察土地價(jià)格扭曲對(duì)不同地區(qū)居民的消費(fèi)水平影響的差異。如表4，從系數(shù)上來(lái)看，土地價(jià)格扭曲對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)的直接效應(yīng)為-0.0630，對(duì)農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)的直接效應(yīng)為-0.0719，這意味著土地價(jià)格扭曲對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的抑制作用要弱于對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的抑制作用，從而驗(yàn)證了上文中的假設(shè)2。從模型(6)中溢出效應(yīng)不顯著，說(shuō)明本地域中城鎮(zhèn)地區(qū)的土地價(jià)格扭曲對(duì)相鄰城鎮(zhèn)地區(qū)的消費(fèi)水平影響不明顯。但模型(7)中的溢出作用顯著，說(shuō)明本地域中農(nóng)村地區(qū)的土地價(jià)格扭曲在抑制該地區(qū)消費(fèi)水平的同時(shí)卻增加了相鄰農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)水平。

表3 各變量的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分解

表4 土地價(jià)格扭曲的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分解(穩(wěn)健性檢驗(yàn))

4． 機(jī)制檢驗(yàn)

下文將檢驗(yàn)假設(shè)3和假設(shè)4，即土地價(jià)格扭曲是否通過(guò)收入分配機(jī)制來(lái)影響我國(guó)居民消費(fèi)。機(jī)制分析主要參考學(xué)者溫忠麟(2004)的檢驗(yàn)方法。本文的機(jī)制檢驗(yàn)分為二步：第一步，先將收入分配作為被解釋變量，對(duì)核心變量土地價(jià)格扭曲以及各控制變量進(jìn)行回歸，用以檢驗(yàn)土地價(jià)格扭曲是否對(duì)收入分配機(jī)制存在影響；第二步，將變量勞動(dòng)收入份額和城鄉(xiāng)收入差距分別加入上文的空間杜賓模型中，觀察土地價(jià)格扭曲系數(shù)大小和顯著性的變化情況。如表5所示，本文通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果表明土地價(jià)格扭曲通過(guò)要素收入分配以及城鄉(xiāng)收入差距都會(huì)抑制我國(guó)居民消費(fèi)水平。在模型(8)中，土地價(jià)格扭曲對(duì)居民的勞動(dòng)收入份額具有顯著的抑制作用，而在模型(9)中，土地價(jià)格扭曲卻顯著地促進(jìn)了我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距。如表6所示，將變量勞動(dòng)收入份額和城鄉(xiāng)收入差距分別帶入模型(10)、模型(11)中，結(jié)果表明土地價(jià)格扭曲仍然對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平具有顯著的抑制作用，模型(10)中土地價(jià)格扭曲的直接效應(yīng)為-0.0345，模型(11)中土地價(jià)格扭曲的直接效應(yīng)為-0.0213，這兩系數(shù)的絕對(duì)值都小于沒(méi)有加入機(jī)制變量的模型(1)中土地價(jià)格扭曲的直接效應(yīng)-0.0454。加入機(jī)制變量后，土地價(jià)格扭曲對(duì)本地區(qū)居民消費(fèi)的抑制作用下降了。并且，模型(10)和模型(11)中變量勞動(dòng)收入份額的直接效應(yīng)顯著為正，而城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，說(shuō)明了土地價(jià)格扭曲確實(shí)可以通過(guò)減少勞動(dòng)收入份額和擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距來(lái)抑制本地區(qū)居民消費(fèi)，驗(yàn)證了上文中假設(shè)3和假設(shè)4。在加入勞動(dòng)收入份額機(jī)制后，土地價(jià)格扭曲對(duì)相鄰地區(qū)居民消費(fèi)的正向溢出效應(yīng)不顯著，經(jīng)過(guò)Sobel檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)Z值為0.65，小于臨界值0.97，說(shuō)明在勞動(dòng)收入份額機(jī)制下，土地價(jià)格扭曲對(duì)相鄰地區(qū)居民消費(fèi)的溢出效應(yīng)不明顯。在加入城鄉(xiāng)收入差距機(jī)制后，土地價(jià)格扭曲對(duì)相鄰地區(qū)居民消費(fèi)的溢出效應(yīng)由正向變?yōu)樨?fù)向，說(shuō)明在本地區(qū)土地價(jià)格扭曲下，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大后，無(wú)論對(duì)本地區(qū)消費(fèi)需求還是相鄰地區(qū)的消費(fèi)需求都會(huì)帶來(lái)不利的影響。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)(第一步)

表6 機(jī)制檢驗(yàn)(第二步)

五、 結(jié)論與建議

我國(guó)的居民消費(fèi)不足現(xiàn)象一直存在，并且影響了經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在穩(wěn)定性，本文試圖從我國(guó)土地價(jià)格扭曲視角進(jìn)行解釋。本文利用空間杜賓模型對(duì)土地價(jià)格扭曲、收入分配和居民消費(fèi)的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行了研究。主要研究結(jié)論：一、 我國(guó)的土地價(jià)格扭曲會(huì)抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升，但會(huì)增加相鄰地區(qū)居民的消費(fèi)需求。與城鎮(zhèn)居民相比，土地價(jià)格扭曲對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的抑制作用要強(qiáng)。二、 土地價(jià)格扭曲會(huì)通過(guò)減少勞動(dòng)收入份額以及擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距來(lái)抑制本地區(qū)居民消費(fèi)水平的提升。三、 在溢出效應(yīng)中，本地區(qū)勞動(dòng)收入份額的增加并不會(huì)促使更多本地居民到相鄰地區(qū)進(jìn)行消費(fèi)，而城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大后，卻能抑制本地區(qū)居民到相鄰地區(qū)消費(fèi)。

基于這些結(jié)論，本文提出了政策建議：第一，加快我國(guó)土地要素市場(chǎng)化改革的進(jìn)程，弱化地方政府在土地市場(chǎng)上的壟斷地位，讓各類用途的土地價(jià)格能夠反映它們相對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)價(jià)格。在控制房?jī)r(jià)上，政府采用行政命令往往收效甚微，強(qiáng)行壓低住房?jī)r(jià)格往往會(huì)引發(fā)更大的“搶購(gòu)潮”。政府應(yīng)學(xué)習(xí)新加坡的組屋政策，主要提供給中下層收入的居民來(lái)購(gòu)買，減少居民對(duì)商品房的依賴，這樣可以增加居民在其他領(lǐng)域的消費(fèi)支出。第二，在農(nóng)地非農(nóng)化過(guò)程中更應(yīng)該考慮土地未來(lái)的增值收益，“讓利于農(nóng)”，讓農(nóng)民得到更多收益。政府應(yīng)加快農(nóng)村土地營(yíng)運(yùn)權(quán)流轉(zhuǎn)，讓農(nóng)民獲得能夠反映出市場(chǎng)價(jià)格的土地增值收益。土地流轉(zhuǎn)以及適度的規(guī)模經(jīng)營(yíng)是促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的必由之路，可以促進(jìn)農(nóng)村土地資源的配置效率，并且還可以提高農(nóng)村的勞動(dòng)生產(chǎn)率，提高了農(nóng)村居民的收入，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。