基于變參數模型的城鄉居民收入刺激機制研究——以山東省為例

薛 瑞，張小斐，田金方

(山東財經大學 統計學院，山東 濟南 250014)

一、引 言

我國城鄉居民收入自2002-2010年實現了一次翻番。但隨著經濟總量基數的擴大、發展過程中瓶頸的出現，如何提前實現“十八大”提出的“到2020年實現居民收入再次翻番”的目標？這須有相應的政策機制來保證。在影響居民收入方面，經濟增長與居民消費起主導作用［1］。經濟增長一方面通過改變居民的財產性收入、勞務性收入和要素性收入來提高居民可支配收入或純收入；另一方面將通過提高生產力來增加勞動需求，減少周期性失業，從而提高居民的收入。拉動內需是近幾年來國家轉變經濟發展方式保證經濟快速穩定增長的一個重要舉措，居民消費需求是國內需求的重要方面。居民消費水平的提升，引起內需的增加，將吸引更多的投資，無論從資本積累、技術引進和產業結構變化方面，還是從新廠建立來增加就業崗位方面，都能很大程度地帶動居民收入的增加。特別地，鑒于城鄉居民人口數量、經濟發展狀況和消費傾向等方面的差異，經濟增長和居民消費對城鎮和農村的收入影響必然不同。

那么，究竟經濟增長與居民消費對城鄉居民收入的貢獻孰輕孰重？究竟經濟增長、居民消費分別對城鎮和農村的影響差異如何？基于此，本文為了研究應該實施怎樣的差別政策來實現城鄉居民收入到2020年的同時倍增，引入變參數模型(Time-Varying Parameter Model)，橫向分析山東省地區生產總值和最終消費支出對城鄉居民收入的貢獻度，縱向研究各指標對城鎮與農村居民收入貢獻的差異性，從長期動態均衡方面說明城鄉居民收入的經濟影響因素及差別刺激政策實施的必要性。

二、文獻綜述

關于居民收入刺激機制的研究，最早可追溯至20世紀中葉，經濟學家西蒙·庫茨涅茲針對發展中國家同時出現的高經濟增長率以及收入不均衡的經濟現象，提出“倒U型假設”理論，并指出在居民收入問題的改善中，政府處于主導地位，這個理論對于指導發展中國家的政策制定和經濟發展具有重要的啟示意義。

但隨著經濟的發展，這一理論的適用性受到質疑。近年來，國內學者針對我國的實際情況，研究分析了影響居民收入的因素，得出諸多可用性結論。首先，在質化分析層面，改革開放初期，農村聯產承包制的實行極大促進了農村資源配置的結構完善，使得農民收入得到顯著提高；而城市的體制改革、工資體制以及利益推動機制等方面存在問題，使城鎮居民的可支配收入增長緩慢［2］。隨著改革開放的進一步深化，農民的收入卻因戶籍制度等城市傾向性政策而受到限制，極大地阻礙了農村人口向城市的流入，從而在一定程度上影響了農民的收入［3］。可見，居民收入結構需要轉型，而影響其轉型的成因與對策就在于調整收入分配制度、經濟結構的偏差等［4］，并且要素收入分配與居民收入分配之間確實存在密切聯系［5］。

其次，在量化分析層面，林白鵬(1994)檢驗發現1985-1990年期間，城鎮居民的收入水平比農村居民高出1倍左右，城鎮居民的消費水平比農村居民高出1.2倍［6］。之后的研究中，國內學者利用計量經濟方法研究了全國及各省市城鄉居民收入分布，及其結構與經濟發展方式間的關系［7-8］。還有學者就城鎮或農村居民收入與消費結構的關系進行了研究，針對制約因素，提出對策建議［9-10］。

縱觀已有文獻，在取得研究成果的同時，也存在一定的局限性，主要表現在如下三個方面：第一，進行實證分析時，大都采用固定參數模型，實際上忽略了解釋因素對居民收入的動態刺激，貢獻固定的結論顯然不合實際；第二，對城鎮與農村收入水平貢獻差異的研究較為鮮見；第三，經濟增長與居民消費對居民收入的影響孰輕孰重，未予給出。鑒于上述局限性，本文在已有文獻的基礎上，做出一些修正和改善。針對固定參數的缺陷，本文引入變參數模型，可以有效地分析解釋變量與城鄉居民收入的長期動態均衡關系，使實證分析更貼近現實，能更真實地反映經濟運行狀況。同時，選取山東省地區生產總值和最終消費支出解釋城鄉居民收入，不僅橫向分析了地區生產總值和最終消費支出對城鄉居民收入的貢獻度，而且縱向比較了二者對城鎮與農村貢獻度的差異，能更全面、準確地分析經濟發展趨勢，從而為合理的居民收入刺激政策的實施提供了積極的理論依據。

三、數據、變量與模型設定

(一)數據獲取及變量說明

本文選取1978-2011年山東省地區生產總值、最終消費支出、城鎮居民家庭人均可支配收入以及農村居民家庭人均純收入作為基礎數據，分別代表山東省經濟增長、居民消費、城鎮居民收入以及農村居民收入，來分析山東省經濟增長與居民消費對城鄉居民收入的貢獻差異。之所以選取上述時間段的數據是因為：一方面，1978年實行改革開放以來，從整體發展態勢上，生產總值、居民收入和消費都呈現出驚人的增長速度，展現了中國真實的發展潛力；另一方面，十一屆三中全會后中國開始嘗試實行社會主義市場經濟體制，突破了高度集中的計劃經濟體制，農村的經濟也由人民公社體制轉變為家庭聯產承包責任制，從經濟制度上實現了由市場來配置資源、人民生活水平實質性的改善。研究這一時間段城鄉居民收入的變化和影響因素，對于今后居民收入的進一步提高有著至關重要的借鑒和啟示作用。為了去除通貨膨脹對研究問題效果的影響，本文根據山東省居民消費價格指數(以1978年為基期)將各變量數據進行了平減，得到相應的不變價格數據。山東省地區生產總值、最終消費支出、城鎮居民家庭人均可支配收入和農村居民家庭人均純收入分別表示為：GRP、CS、CINC、RINC，數據單位：GRP、CS為億元，CINC、RINC為元。資料來源于2012《山東統計年鑒》。

(二)模型設定

山東省經濟增長與居民消費對城鄉居民收入的關系分析可在如下的多變量函數框架內進行：

其中，CINCt、RINCt分別為第t期城鎮居民家庭人均可支配收入、農村居民家庭人均純收入；GRPt、CSt分別為第t期山東省地區生產總值、最終消費支出；μt為隨機干擾項；α、β為待估固定參數。

根據描述性統計的直觀分析，為了更準確地分析山東省地區生產總值與最終消費支出對城鄉居民收入的貢獻差異，以及可能存在的動態作用機制，對模型(1)、(2)進行變參數修正，借助Hamilton(1994)［11］和Harry(1999)［12］的建模思想，結合本文所選取的變量，所構造的變參數模型如下：

1.城鎮居民收入的變參數模型

2.農村居民收入的變參數模型

兩模型中均假定

從兩模型中可見，與不變參數模型不同，變參數模型是基于狀態空間模型，由量測方程和狀態方程構成，其中狀態方程展示了參數的動態變化模式。本文中方程(3)、(6)是量測方程，能分別表示經濟增長、居民消費與城鄉居民收入之間的一般關系；方程(4)、(5)、(7)、(8)稱為狀態方程，它描述了經濟增長、居民消費與城鄉居民收入之間的動態變化關系，也正是變參數模型較之固定參數模型的優勢。在狀態方程中，本文假定可變參數均服從于AR(1)模型。μt、εt和ηt是互相獨立，且服從零均值、常數方差的正態分布。

四、模型估計與協整性分析

(一)模型估計

將GRP、CS、CINC以及RINC用CPI平減為以1978年為基期的不變價格數據，分別代入城鎮居民收入模型與農村居民收入模型，運行Eviews6.0得到變參數模型的如下估計：

1.城鎮居民收入的變參數模型Ⅰ

2.農村居民收入的變參數模型Ⅱ

其中，模型Ⅰ兩個變參數的Z統計量分別為9.8267和10.3541，P值均為0；模型Ⅱ兩個變參數的Z統計量分別為-10.53145和8546.337，P值也均為0。估計結果表明，模型通過顯著性檢驗，且由模型Ⅰ、Ⅱ中的狀態方程可見，變參數αt、βt均服從AR(1)過程，即各貢獻系數均為一階向量自回歸過程。

表1給出了1985-2011年變參數 α1t、β1t、 α2t以及 β2t的估計值，由于受初始值的選取影響，早期的估計值不能真實地反應實際情況，故從1985年開始討論。從表1中α1t和β1t的估計值易窺知：經濟增長、居民消費對城鎮居民收入的貢獻系數分別集中在0.25～0.4、0.55～0.65區間內，可分別解釋為山東省GRP每增長1億元，將帶動城鎮居民人均可支配收入增加0.25～0.4元；山東省最終消費支出每增長1億元，將引起城鎮居民人均可支配收入增加0.55～0.65元。顯見，刺激消費需求與加快經濟增長相比，刺激消費需求拉動城鎮居民可支配收入的政策效應將更加突出。再觀之α2t與β2t的估計值，此結論尤為明顯：GRP每增長1億元將推動農村人均純收入大致增加0.05～0.2元，最終消費支出每增長1億元，將帶動農村人均純收入大致增加0.75～0.9元。因此，模型的估計結果表明，不論是對于城市還是農村，刺激消費需求較之加快經濟增長，均能促進居民收入更快增長。

表1 變參數估計值

在橫向地比較了同模型內各解釋變量對被解釋變量的解釋能力后，本文將目光轉至縱向地比較兩模型之間的差異。

首先，從GRP的貢獻角度出發，圖1展示了α1t和α2t的估計值。從圖中直觀地得出GRP對城鎮居民人均可支配收入(CINC)的貢獻要顯著高于對農村居民人均純收入(RINC)，且從1992年開始，貢獻差距大致維持在0.3附近，至1993年達到差距最大化。事實上，1992年鄧小平發表了改變中國命運的南巡講話，強調要解放生產力，集中力量進行經濟建設；時間檢驗了這一偉大講話的正確性，我國經濟自此走上了更加快速發展的道路。而這也加快了城市化進程的步伐，城鎮居民收入顯著增加，農村居民收入增加相對緩慢，即圖1中自1992年開始，經濟增長對城鄉居民收入的貢獻差異也開始拉大。特別需要注意的是，自2005年開始，經濟增長對城鄉居民收入的貢獻差異逐步縮小，并于2011年下降至0.15左右，并呈現出持續下降的趨勢。實際上，2005年召開黨的十六屆五中全會，會中提出要建設社會主義新農村；這一政策的提出，無疑對農村居民收入的提高起到了重要促進作用。可見，山東省大力加強社會主義新農村建設，促使經濟增長對農村居民收入的貢獻不斷增強，雖然暫時不及城鎮居民收入的增加，但貢獻差異的縮小將是未來一段時期內的發展趨勢。

圖1 1985-2011山東省地區生產總值(GRP)變參數估計值

其次，從最終消費支出(CS)貢獻角度出發，圖2給出了β1t和β2t的估計值。易見，最終消費支出(CS)對城市居民收入的貢獻與對農村居民收入的貢獻呈現出此消彼長的態勢，但整體而言，CS對農村居民收入的貢獻要顯著高于對城鎮居民收入的貢獻。實際上，由于農村居民收入較城市居民收入明顯偏低，且經濟學中認為低收入者對價格變動彈性較大，故農村居民對消費的需求彈性要更大，致使最終消費的小幅變化將帶來農村居民收入相對大幅變動，進而對農村居民收入的貢獻要更大。由于農村居民對價格變動的彈性較大，其貢獻的波動性較之城鎮居民也要更強，故圖2中最終消費支出對農村居民人均純收入貢獻的波動性要更強，出現了3個較大的波動期，而對城鎮居民收入貢獻的波動整體上較為溫和。在兩者共同的波動期(2005年至今)中，居民消費對農村居民收入的貢獻初期顯著增加，而后上升到一個水平后，呈現出“著陸”狀態；在此波動期內，居民消費對城鎮居民收入的貢獻卻顯著減少，而在后期呈現出一定程度的抬頭態勢。這和GRP縱向貢獻差異分析中，2005年黨的十六屆五中全會提出的建設社會主義新農村政策是交相呼應的。農村作為潛力巨大的消費市場，在建設社會主義新農村的路途中，我國政府應大力刺激農村居民的消費需求，進而其反過來又促進農村居民收入水平的提高，最終將促進我國經濟的健康發展。

圖2 1985-2011山東省最終消費支出(CS)變參數估計值

(二)變參數協整分析

為了檢驗上述估計結果的可靠性，還須對變參數模型描述的山東省城鄉居民收入與經濟增長、居民消費關系進行協整分析。與固定參數模型不同的是，變參數模型描述的是一種不斷變化的長期均衡關系。本文采用的協整檢驗方法是Engle和Granger的兩步法(EG檢驗)［13］。

1.單位根檢驗

表2給出了ADF單位根檢驗結果，檢驗的最優滯后步長根據Schwarz信息準則確定。易見，變量CINC、RINC、GRP以及CS的水平值以及一階差分值均為非平穩，而其二階差分值在5%的顯著性水平下呈現平穩性。因此，可以認為被解釋變量與各解釋變量都是二階單整序列。

表2 ADF單位根檢驗結果

2.協整檢驗

EG檢驗的第一步是估計模型，第二步則利用模型的殘差、也即均衡誤差μt的估計值建立模型，并對其進行平穩性檢驗。如果檢驗結果表明均衡誤差為平穩時間序列，則認為協整方程成立。在第三部分已經得到變參數模型的估計結果，故可直接對兩模型的誤差進行平穩性檢驗：

表3給出的誤差單位根檢驗結果表明，變參數模型Ⅰ、Ⅱ的回歸殘差均為平穩時間序列。因此，模型的估計結果是可靠的，即CINC與GRP、CSR之間，RINC與GRP、CS之間存在長期不斷變化的協整關系。特別地，從變參數模型與固定參數模型的殘差t統計量比較上，可明顯看出變參數模型要更為顯著。

表3 殘差平穩性的EG檢驗

可見，采用變參數模型，較之常參數模型優勢更為明顯：首先，對山東省城鄉居民收入的刺激機制可以拓展到動態領域，研究解釋變量的長期貢獻模式，便于理解其與被解釋變量間的動態作用模式；其次，統計上的檢驗結果亦表明，采用變參數模型要在顯著性上更勝常參數模型一籌，其統計解釋能力更強，可信度更高。

五、結論與政策建議

改革開放以來，特別上世紀90年代開始，我國經濟持續快速發展，居民收入普遍增長，生活水平大幅提高。但在國民總收入維持在高水平增長的同時，居民收入增幅卻持續低于國民總收入增幅。究竟該如何提高居民收入呢？針對“十八大”提出的到2020年實現居民收入翻倍的目標，本文利用變參數模型，運用山東省1978-2011年城鄉居民收入、地區生產總值以及居民消費數據分析了山東省城鄉居民收入的影響機制。由于城鎮與農村居民收入之間存在著較大的差異，故本文將居民收入細分為城鎮居民收入與農村居民收入，橫向與縱向對刺激機制進行了比較。由此得出的結論應該說客觀地刻畫了地區生產總值與居民消費對城鄉居民收入的影響，可為山東省制定提高城鄉居民收入的政策提供理論支持，這主要體現為：①橫向比較影響居民收入的因素中，不論是城鎮還是農村，居民消費對居民收入的促進作用較之經濟增長要更為明顯，體現了居民消費在拉動城鄉居民收入方面的重要地位；②縱向比較生產總值、居民消費各自對城鎮以及農村居民收入的貢獻差異中，由經濟增長帶來的城鎮居民人均可支配收入的增加要高于農村居民人均純收入的增加，但貢獻差異在逐漸縮小。由居民消費的提高促進的農村居民人均純收入的提高要顯著高于城鎮居民人均可支配收入的增加，縱向差異分析著重體現了刺激農村居民消費在提高居民收入中不可或缺的地位。因此，基于本文實證結論，建議：

第一，在關注經濟增長的同時，著重擴大居民消費需求。保持經濟又好又快地發展，是城鄉居民收入快速增加的重要前提，要實現經濟的可持續發展，必須加快轉變經濟發展方式，其中，擴內需促消費又是轉變經濟發展方式的基點。因此，要更好地帶動居民收入的增長，應著力擴大國內需求，特別是居民消費需求。各區域可據其自然優勢，發展特色產業，使自然優勢轉化為經濟優勢、產業優勢，加快培養一批拉動力強的消費新增長點，包括文化消費增長點、服務消費增長點等；大力加快發展生活性服務業及其他與百姓的需求相結合的行業，充分挖掘我國內需的巨大潛力，并加快形成消費、投資、出口協調拉動經濟增長的新局面，不斷優化產業結構，從而增強消費對居民收入的拉動作用。

第二，加大促進農村居民消費需求增長的政策實施力度。首先，建立、健全農村最低生活保障制度，提高社會保障水平。應逐步加大社會保障事業的投入，并通過不斷調整，逐步建立適合我國國情的低標準、全覆蓋、可持續、促發展的社會保障體系，從而更好地引導農村居民消費，進而提高農村居民純收入；其次，加強發展農村文化教育相關政策的實施。文化教育是第一消費力，沒有文化教育的發展，就不可能大幅提高消費力、發展消費力，從而無法有效地增加居民收入，特別是農村居民收入。大力發展農村教育文化事業和產業，提高農民素質，促進生產力與消費力之間良性循環的形成，從而提高居民的收入水平；最后，城鎮化是經濟增長的巨大引擎，促進城鎮化比例的提高，有序地推進農業轉移人口市民化，同時深化戶籍制度改革，從外部環境方面促進農村居民的消費支出，也是提高農村居民收入的必要步驟。

總之，消費的新飛躍將為產業發展帶來新的機遇，為吸引投資創造更大空間，也為就業提供了更多平臺，在驅動居民收入的增長中起到關鍵的作用。政府在追求經濟增長的同時，應大力刺激居民消費需求，特別是農村居民消費需求。如此，才會加快居民收入的提高，將經濟成果惠及全民，為提前實現到2020年居民收入翻倍的目標奠定堅實的基礎。

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