城鄉居民消費與經濟增長波動相關性的差異分析

付景遠，王金河

（聊城大學a管理學院；b商學院，山東 聊城 252059）

1 問題的提出

國家統計局表示，2009年上半年在GDP增長的三大需求中，最終消費對經濟增長的貢獻率為53.4%，投資對經濟增長的貢獻率為87.6%，出口對經濟增長的貢獻率為負41%。作為經濟增長三架馬車之一的消費，長期以來就是眾多學者所關注的熱點，無論是在經濟高速發展期，還是在如金融危機的衰退期，刺激消費已經是最常用、最管用的方法之一。長期以來，學術界研究最多的是居民消費的功能性，即將消費水平作為自變量，將經濟增長作為因變量，研究的結論大體上是一致的，有正向的促進效用。無論是從理論還是實證層面，關于消費研究的成果都已經相當充實。但是以往研究忽略了兩個問題：一是促進增長的最終目的是為了提高人民生活水平，即使經濟高度發達的社會，是否一定帶來消費水平乃至人民生活具有幸福感。所以反向研究經濟增長對居民消費貢獻具有現實意義。二是以往研究居民消費與經濟增長關系，都側重于用傳統的因果檢驗、協整檢驗方法，并在此基礎上建立模型，反映兩者之間關系。但本文認為，作為波動數據，建立模型的前提是具有同分布性和波動相關性，因此，本文采用EVIEWS5.0軟件檢驗了N步列表中的聯合概率和獨立、相等與否以及交叉相關系數，以此反映兩者之間的波動關系。

2 實證分析

2.1 研究對象與數據來源

本文采用1978～2007年的數據進行實證分析，數據來源于《中國統計年鑒》（限于篇幅，原始數據略）。

GDP是官方公布的國內生產總值；CS表示全體居民最終消費水平；CS-N為農村居民消費水平，CS-C為城鎮居民消費水平，兩者相加等于CS。考慮居民消費與經濟增長波動相關性，本文摒棄了以往研究中的單整、協整以及脈沖分析方法，而采取N步列表中的聯合概率和獨立、相等檢驗法以及交叉相關系數等方法對兩者之間的波動關系進行檢驗。

2.2 各變量的波動性描述

表1 GDP與CS的描述性統計 (單位：萬元)

國內生產總值從1978年的3645.2萬元增加到2007年的249529.9萬元，增長了近70倍。偏度為1.168975，峰度為3.453251，表示從分布上看，是一個高窄峰，經濟含義意味這在這一階段的后期（特別是從90年代初期改革開放以后）經濟增長速度比前期要快，這也是符合我國國情的；居民消費水平從1978年的184萬元增加到2007年的7081萬元，增長了近38倍。偏度為0.813474，峰度為2.537575，表示從分布上看，同樣是一個高窄峰，經濟含義意味這在這一階段的后期居民消費水平得到了跨越式的提高；農村居民消費水平從1978年的138萬元增加到2007年的3265萬元，增長了近24倍。偏度為0.613587，峰度為2.168049，表示從分布上看，同樣是一個較高窄峰，經濟含義意味這在這一階段的后期居民消費水平得到了跨越式的提高，但是偏度系數并不大，說明在農民消費水平在前后兩個階段內的增長速率差異并不大；城鎮居民消費水平從1978年的405萬元增加到2007年的11855萬元，增長了近30倍。速度要高于農村。偏度為0.601164，峰度為2.088908，表示從分布上看，和農村一樣是一個較高窄峰，但是偏度系數并不大，說明在城鎮消費水平在前后兩個階段內的增長速率差異并不大（可見表1）。

通過對JP統計量觀察，發現四個樣本數據都來自于正態分布。從上述分析結果得：CS增長率僅僅為GDP的一半左右，農村消費水平增長則更低，這也從一個側面反映了我國在拉動消費方面存在不足，長期以來，將經濟增長歸結于大規模的固定站產投資。另外由于百姓可支配收入較少，加上醫療社會保障體系的不健全，人民的消費觀點并沒有得到徹底改變，看病難、上學難、就業難是壓在普通百姓身上的三座大山，正是由于這些潛在的流動性需求的存在，導致了國民普遍儲蓄率過高，而邊際消費系數較低的情況。

2.3 GDP與CS波動關系分析

（1）N步列表和聯合概率的獨立性檢驗

對于國內生產總值序列和消費水平序列，可以認為是一個組，然后將樣本劃分為若干個區域，（即每個區間觀測值占總個數的比例）。這樣就得到了聯合分布的概率。

表2中CS分為4類，GDP分為5類，最后一列的每一個值是對應行的總和，是GDP的概率密度；最后一行是的每一個值是對應列的總和，是CS的概率密度；那么可以發現，聯合概率密度的乘積不等于邊際密度之和，所以不存在獨立性。但是由于這是根據樣本數字得出的，還必須通過假設檢驗來判斷GDP和CS是否獨立。通過EVIEWS3.1軟件可得：pearson 值為 82.14，Likelihood Ratio 值為 62.82（P=0.0000）。表明兩個序列之間不獨立，波動具有相關性。

表2 獨立性檢驗

（2）相等性檢驗

為了考察農村和城鎮居民消費支出有無顯著性差異，本文引入相當性檢驗：假設兩個序列存在相同的均值和方差。考慮到城鎮居民明顯比農村居民消費水平高的實際情況，本文決定利用方差為考察對象，主要是為了反映城鄉消費水平波動是否具有差異性。分析結果如表3。無論以哪種方法作為評價準則，都表示拒絕原假設，說明變量之間存在顯著性差異，不存在相等性。

表3 相等性檢驗

（3）協方差與交叉相關系數

本文采取滯后系數（lag）為16，交叉相關系數顯示組中兩個序列的交叉相關，兩側的虛線對應正負2倍標準差，計算為±2/√30，根據圖2計算的CS與GDP之間的交叉系數，兩者之間的同期相關系數以及 CS（+1）和 CS（-1）相關系數都很高，所以兩者之間存在波動一致關系，并且一直處于先行狀態，因為可以看出在±10期之內，相關系數都很大，且為正。所以可以認定之間波動率是一致的。同理，可以得出CSC、CS-N與GDP-C之間的波動也存在一致性關系 （見圖3、圖 4）。

2.4 經濟增長對居民消費水平貢獻的城鄉差異分析

采用簡單線形回歸方法分別建立GDP對CS、CSN、CSC的回歸模型。首先得到GDP對居民消費水平的貢獻方程：

方程統計量良好，R2=0.9842，表示GDP是決定消費水平的重要因素。自變量檢驗系數為0.029，表示GDP增長1個單位，會帶來0.029個單位的居民消費的增加。假設在一個閉合的宏觀經濟系統內，只能說明GDP決定居民可支配收入，進爾決定消費水平，但是也反映了儲蓄與消費之間的關系，即增加1單位GDP，帶來的儲蓄效應也遠遠大于消費效應。相比國外的高消費率相比，我國消費率是比較低的。特別是20世紀90年代后的改革打破了 “鐵飯碗”，企業不再直接負擔上述支出，但社保體系并未有效建立，居民預防性儲蓄動機顯著增強；同時，由于勞工工資成本的真實化進程是漸進的，企業未將成本扭曲形成的超高利潤轉移成工人養老、醫療和保險等支出，導致企業儲蓄顯著上升。這也是有人建議中國將上市公司部分國有股權劃撥給社保基金的重要原因。

其次，分別得到GDP對農村居民消費系數CSN、城鎮居民消費水平CSC的回歸模型，這樣做的目的是區分GDP在兩者之間發揮作用的差異。

根據(2)和（3）式，我們對城鎮和農村地區 1978～2007的情況進行對比分析。

第一，在城鎮地區和農村地區，居民消費水平與經濟增長均呈現正相關，且相關系數都比較明顯。這表明，只有堅定不移的發展生產力，才是提高人民生活水平，實現安居樂業的必然之路。第二，從貢獻系數來看，城鎮居民消費水平的GDP作用小于農村，可以這樣解釋：由于城鎮居民由于各種因為導致了本身的資本存量較大，或消費觀念超前，居民消費變動受到GDP波動的影響較小。從常系數C也可以看出，城鎮居民的自發性消費為811.76，遠遠高于農村。根據中國社科院發布的2008年社會藍皮書，對過去我國居民生活、就業和社會保障等方面的問題進行梳理，并對今年的社會問題進行預測。藍皮書的數據顯示，去年，我國城鎮居民收入增長超過GDP增長，但物價上漲、資產價格上漲和收入差距拉大，增加了低收入人群不公平感。

3 總結

從十一屆三中全會以來，我國經濟和居民消費水平都得到了很大的提升，按照此增長速度，完全可以實現2020年達到中等發達國家水平。并且通過偏度和峰度系數可以看出，在1992年改革開放以后的各項指標的發展都遠遠超過前段時間；N步量表的獨立性分析表明GDP與CS兩個序列之間不獨立，波動具有相關性。相等性檢驗表明城鎮居民消費水平與農村不具有相等性，從定量的角度證明了城鄉居民消費水平差異；由于城鎮和農村在社會氛圍、消費習慣上的巨大差異，GDP對兩者的消費水平的提高貢獻率有較大差異，可以看出，自發性消費是消費的主體。

在金融危機的今天，刺激消費水平的提升首先是做好內功，大力發展生產力。另外由于城鄉要刺激農村強大的消費市場，提高農村居民的自發性消費，這就必然要求農村養老、社會保障體系的建設更加完善，消除百姓的后顧之憂，才能從根本上達到刺激消費的目的。另外，如果解決城鄉收入差距，降低基尼系數，維護社會和諧，也是實現經濟和消費共贏的重要措施。從以往經驗來看，國際上，在城鄉結構轉型期，城鄉收入差距較小的是日本、韓國和中國臺灣地區。在國內，城鄉收入差距較小的是東南沿海地區，最小的是浙江。其農民增收致富的關鍵渠道來自于創業收入和財產性收入。因此，要控制并縮小城鄉收入差距，必須對農民自主創業給予政策和資金上的支持，并且返地于農民，使其具有獲得財產性收入的能力，即使這種能力大大低于城市房屋所有權，但是畢竟可以在一定程度上緩解壓力。

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